摘 要：本文基于我國31家商業(yè)銀行2003—2014年的非平衡面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分別分析了以M2增長率、M1增長率和7天加權(quán)平均利率為貨幣政策代理變量下，商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)差異對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率的影響。結(jié)果顯示，我國商業(yè)銀行股權(quán)集中度和國有股比例的提高會顯著增強(qiáng)貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效率，其中股權(quán)集中度的影響最強(qiáng)；外資持股比例的變動則沒有顯著影響；貨幣政策信貸渠道在五家大型商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率最強(qiáng)，其次是全國性股份制商業(yè)銀行，地方性商業(yè)銀行最弱。

關(guān)鍵詞：商業(yè)銀行；股權(quán)結(jié)構(gòu)；貨幣政策；信貸渠道

中圖分類號：F822 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2016）03-0059-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2016.03.13

一、引言

貨幣政策實施到經(jīng)濟(jì)變量做出反應(yīng)需要通過一定的傳導(dǎo)渠道發(fā)生作用，其調(diào)控的有效性很大程度上取決于貨幣政策傳導(dǎo)渠道的效率。Mishkin（1995）將貨幣政策傳導(dǎo)渠道劃分為貨幣渠道和信貸渠道[1]。貨幣渠道強(qiáng)調(diào)貨幣政策通過對資產(chǎn)價格（利率、匯率等）產(chǎn)生影響，從而影響總產(chǎn)出。信貸渠道則更加強(qiáng)調(diào)金融機(jī)構(gòu)在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，認(rèn)為貨幣政策的實施將導(dǎo)致金融機(jī)構(gòu)貸款供應(yīng)量做出調(diào)整，從而影響總產(chǎn)出。針對我國貨幣政策傳導(dǎo)渠道的相關(guān)討論文獻(xiàn)非常豐富，早期部分學(xué)者認(rèn)為由于我國商業(yè)銀行市場化程度低，存在較為嚴(yán)重的信息不對稱等問題導(dǎo)致我國貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道出現(xiàn)了阻塞[2-4]。隨著我國金融體制、金融機(jī)構(gòu)改革的推進(jìn)，加上我國信貸融資在全社會融資結(jié)構(gòu)中所占的比重依然較高，越來越多的學(xué)者認(rèn)為信貸渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮了重要作用[5-7]。目前，針對我國貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道的相關(guān)研究文獻(xiàn)有很多，主要關(guān)注我國貨幣政策的信貸渠道的有效性以及信貸渠道發(fā)揮作用的途徑，缺乏商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異是否會對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率產(chǎn)生影響的相關(guān)研究。在早期，我國商業(yè)銀行的市場化程度低，大型商業(yè)銀行多數(shù)為國有獨資性質(zhì)，股權(quán)結(jié)構(gòu)單一，民間資本、外資的參與程度低。2003年以后，我國積極推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)改革，推動國有銀行上市，使得我國商業(yè)銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)更加多樣化，圖1為31家樣本商業(yè)銀行2003—2014年股權(quán)結(jié)構(gòu)變化，從圖中可以看出，2003年以后，我國商業(yè)銀行的國有股占比在逐漸下降，外資股比例不斷上升，但國有股比例在我國商業(yè)銀行中仍然占有較大比重，外資股占比仍然較低。股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異將對商業(yè)銀行的治理產(chǎn)生影響進(jìn)而影響商業(yè)銀行的信貸行為，因此，有必要分析股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異是否會對貨幣政策的傳導(dǎo)效率產(chǎn)生影響。本文擬利用我國31家不同類型的商業(yè)銀行2003—2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)對此展開分析，分析這一問題對于完善我國的貨幣政策調(diào)控機(jī)制，形成差異化的貨幣政策調(diào)控等具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，關(guān)于貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率的影響因素研究中，更多的是關(guān)注商業(yè)銀行的資產(chǎn)規(guī)模、流動性水平、資本充足率等的差異。Kashyap和Stein（1994）就認(rèn)為大銀行由于融資渠道更豐富，因此其對貨幣政策的敏感性低于小銀行[8]。Altunbas（2002）等以資本化程度為視角進(jìn)行了分析，認(rèn)為銀行信貸波動與銀行的資本充足率相關(guān)[9]。Leonardo Gambacorta（2005）的分析也認(rèn)為，相比銀行規(guī)模，資本化水平對貨幣政策在銀行的傳導(dǎo)效率影響更大[10]。后期有部分學(xué)者開始關(guān)注銀行股權(quán)差異是否會對貨幣政策信貸傳導(dǎo)效率產(chǎn)生影響，Micco和Panizza（2006）利用銀行的資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)，分析了不同股權(quán)結(jié)構(gòu)的信貸行為，認(rèn)為私有銀行和外資銀行信貸對宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的反應(yīng)更加靈敏[11]。Matousek和Sarantis（2009）利用八個東歐國家的數(shù)據(jù)，分析了貨幣政策變化對銀行信貸的影響是否受到了銀行規(guī)模、資本充足率、流動性、股權(quán)結(jié)構(gòu)等的影響。他們認(rèn)為，股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異對銀行信貸行為的影響較小，銀行規(guī)模和流動性的影響最大[12]。

國內(nèi)關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)渠道的有效性影響因素分析中，也關(guān)注了商業(yè)銀行的資產(chǎn)規(guī)模、資本充足率以及流動性水平等。胡瑩、仲偉周（2010）構(gòu)造貨幣政策沖擊下的貸款市場總體均衡模型，分析認(rèn)為，當(dāng)銀行滿足資本充足率和存貸比要求時，貨幣政策信貸渠道在銀行業(yè)是有效的，而不滿足資本充足率和存貸比時，則是無效的[13]。范小云（2010）等則利用CC-LM模型和貨幣供給函數(shù)分析認(rèn)為，規(guī)模小和流動性差的銀行對貨幣政策的反應(yīng)更強(qiáng)[14]。黃安仲（2012）分析了通貨膨脹對貨幣政策信貸渠道有效性的影響，認(rèn)為通貨膨脹導(dǎo)致我國貨幣政策信貸渠道有效性下降[15]。股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，周先平（2012）分析了外資銀行和本土銀行面對貨幣政策調(diào)控的行為差異，認(rèn)為本土銀行對貨幣政策更加敏感而外資銀行則不敏感[16]。

與國外銀行不同，我國商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)中，國有股比例往往較大；隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不同銀行之間股權(quán)結(jié)構(gòu)也存在差異，主要體現(xiàn)在國有持股比例、股權(quán)集中度、外資持股比例等方面。本文擬基于5家大型商業(yè)銀行、11家全國性股份制商業(yè)銀行以及15家地方性商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)，分析這種股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異是否會對貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)產(chǎn)生影響①。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

其中，Lgri，t表示本期信貸增長率，Lgri，t-1為滯后項；Mpvi，t為貨幣政策代理變量。在貨幣政策代理變量的選取方面，我國多數(shù)學(xué)者利用貨幣供應(yīng)量指標(biāo)作為貨幣政策的代理變量[17-18]，也有部分學(xué)者利用同業(yè)拆借利率和法定存款準(zhǔn)備金作為代理變量[19-20]，索彥峰、范從來（2007）分析認(rèn)為，貨幣政策立場的指示器中，M1增長率的預(yù)測作用最強(qiáng)，其次是M2增長率，利率則最弱[21]。借鑒以上研究，為保證分析的有效性，本文分別選擇了M2增長率、M1增長率以及銀行間同業(yè)拆借市場7天加權(quán)利率三個指標(biāo)為貨幣政策代理變量；Firsti，t-1為第一大股東持股比例，代表商業(yè)銀行的股權(quán)集中度；Statei，t-1為國有股比例；Fori，t-1為外資股比例。第六至十項為控制變量，分別是：資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)（Asr）、利息收入增速（Drii）、流動比率（Liquid）、資本充足率（Capr）和長期貸款占比（Lsra）。Ui，t表示個體的截面效應(yīng)，？著i，t為殘差項。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，為考察股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率的影響，本文分別加入貨幣政策與國有股比例、貨幣政策與股權(quán)集中度、貨幣政策與外資持股比例的交叉相乘項：Mpvi，t×Statei，t-1、Mpvi，t×Firsti，t-1、Mpvi，t×Fori，t-1。

在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，OLS估計無法克服被解釋變量滯后項和殘差之間的內(nèi)生性等問題，會導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏差，因此，模型（1）-（4）的估計方法為動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計（差分GMM）。本文使用的數(shù)據(jù)中，銀行信貸增速（Lgr）、第一大股東持股比例（First）、國有股比例（State）、外資股比例（For）、資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)（Asr）、利息收入增速（Drii）、流動比率（Liquid）、資本充足率（Capr）以及長期貸款占比（Lsra）的原始數(shù)據(jù)來源于31家商業(yè)銀行各年度年報。貨幣政策代理變量：M2增長率（Mtr）、M1增長率（Mor）來源于國家統(tǒng)計局；7天加權(quán)利率（Sir）來源于Wind數(shù)據(jù)庫，7天加權(quán)利率為年度平均值。

四、實證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，我國商業(yè)銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)中，國有股占比較高，外資股占比較低，國有持股比例高于第一大股東持股比例，反應(yīng)出我國商業(yè)銀行仍然是國有股占主導(dǎo)地位。不同類型的商業(yè)銀行在股權(quán)結(jié)構(gòu)、貸款增長、信貸結(jié)構(gòu)等方面也存在較大的差異：一是國有大型商業(yè)銀行的股權(quán)集中度、國有持股比例、外資持股比例都要高于其他類型的商業(yè)銀行；二是國有大型商業(yè)銀行的信貸增速低于全國性股份制商業(yè)銀行和地方性商業(yè)銀行，中長期貸款的占比要高于其他類型商業(yè)銀行。但我國商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)正在發(fā)生變化，國有股權(quán)占比在逐漸下降，不同類型商業(yè)銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出不同的特征，這也是我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然結(jié)果。股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異可能通過銀行治理等途徑對商業(yè)銀行的信貸行為產(chǎn)生影響，在我國信貸融資占比依然較高的背景下，銀行信貸行為差異將對貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的效率產(chǎn)生影響。

（二）股權(quán)結(jié)構(gòu)對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率的影響

表2至表4分別列出了以M2增長率、M1增長率和7天加權(quán)利率為貨幣政策代理變量的模型（2）-（4）的估計結(jié)果。從實證結(jié)果可以看出，滯后一期的商業(yè)銀行信貸增長率的確會對本期的信貸增長產(chǎn)生影響，因此，本文對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的選擇是合理的。從各貨幣政策代理變量的系數(shù)及顯著性來看，無論是以M2增長率、M1增長率還是以7天加權(quán)利率為代理變量，結(jié)果都顯示貨幣政策的變動的確會對商業(yè)銀行信貸行為產(chǎn)生顯著影響，表明我國貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道是存在并且有效的。從描述商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的第一大股東持股比例、國有股比例以及外資股比例的系數(shù)及顯著性來看，股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異也會對商業(yè)銀行的信貸行為產(chǎn)生影響，并且主要通過股權(quán)集中度和國有股比例體現(xiàn)出來，股權(quán)集中度與銀行信貸增速成同方向變動，國有股比例的增加則與銀行信貸增速成反方向變動，外資持股對銀行信貸行為的影響則不顯著。既然貨幣政策、銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)都會對商業(yè)銀行的信貸行為產(chǎn)生影響，我們有理由懷疑銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異會對貨幣政策信貸渠道在商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率產(chǎn)生影響。從貨幣政策代理變量與第一大股東持股比例、國有股比例以及外資股比例的交叉項系數(shù)及顯著性來看，無論是以M2增長率、M1增長率還是以7天加權(quán)利率為代理變量，股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異都會對貨幣政策在商業(yè)銀行信貸渠道的傳導(dǎo)效率產(chǎn)生影響，股權(quán)集中度和國有股比例的提高都會強(qiáng)化貨幣政策信貸渠道在商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率，其中，股權(quán)集中度提高的強(qiáng)化作用最大，其次是國有股比例的增加，外資持股對貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效率影響則不顯著。從Sargan-test的結(jié)果來看，所有的模型結(jié)果都接受過度識別約束有效的原假設(shè)，表明模型設(shè)定是合理的。從殘差的一階和二階自相關(guān)檢驗結(jié)果來看，所有的實證結(jié)果都接受殘差不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，表明回歸結(jié)果是有效的。三類貨幣政策代理變量的實證結(jié)果都較為一致，表明模型實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）貨幣政策信貸渠道在不同類型商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率

表5至表7為利用模型（1）不同類型商業(yè)銀行面對貨幣政策調(diào)控時信貸行為的反應(yīng)。實證結(jié)果顯示，以M2增長率為貨幣政策代理變量時，五大行、全國性股份制商業(yè)銀行和地方性商業(yè)銀行Mtr的系數(shù)分別為：1.609、1.570和1.519，以M1增長率為貨幣政策代理變量時，Mor的系數(shù)分別為：0.739、0.580和0.532，而以7天加權(quán)利率為貨幣政策代理變量時，Sir的系數(shù)分別為：-7.076、-6.954和-5.532。表明無論是以M2、M1增長率還是以7天加權(quán)平均利率為貨幣政策代理變量，貨幣政策信貸渠道在五大行的傳導(dǎo)效率最高，其次是全國性股份制商業(yè)銀行和地方性商業(yè)銀行。從描述性統(tǒng)計的結(jié)果可以看出，五大行的股權(quán)集中度和國有股比例都要高于全國性股份制商業(yè)銀行和地方性商業(yè)銀行。前面的分析指出，股權(quán)集中度和國有股比例的提高會強(qiáng)化貨幣政策信貸渠道在商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率，五大國有銀行的貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率要強(qiáng)于全國性股份制商業(yè)銀行，而地方性商業(yè)銀行貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效率最弱。從過度識別約束的檢驗結(jié)果來看，除以M1為貨幣政策代理變量時，地方性商業(yè)銀行的檢驗在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)外，其余模型都接受過度識別約束有效的原假設(shè)，總體上模型的設(shè)定是合理的。從殘差的一階和二階自相關(guān)檢驗結(jié)果來看，所有的實證結(jié)果都接受殘差不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)，表明回歸結(jié)果是有效的。三類貨幣政策代理變量的實證結(jié)果較為一致，表明模型實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及政策建議

基于我國31家不同類型的商業(yè)銀行的年度數(shù)據(jù)，通過利用不同貨幣政策代理變量檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)差異對貨幣政策信貸渠道在商業(yè)銀行信貸行為中的傳導(dǎo)效率，并在此基礎(chǔ)上，分析不同類型商業(yè)銀行面對貨幣政策調(diào)控的信貸行為，實證結(jié)果顯示：首先，貨幣政策變動能對商業(yè)銀行信貸行為產(chǎn)生顯著的影響，我國貨幣政策在信貸渠道的傳導(dǎo)是存在的；其次，股權(quán)結(jié)構(gòu)差異會對銀行的信貸行為產(chǎn)生影響，其中，國有持股比例的變動與銀行信貸變動成反向關(guān)系，股權(quán)集中度的變動與銀行信貸變動成正向關(guān)系；再次，股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異會對貨幣政策在銀行信貸渠道的傳導(dǎo)效率產(chǎn)生顯著的影響，其中，股權(quán)集中度的提高對貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效率具有顯著的強(qiáng)化作用，其次是國有股比例的增加，而外資持股的變動對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)效率的影響則不顯著；最后，面對貨幣政策調(diào)控時，不同類型商業(yè)銀行的信貸行為也有差異，其中，國有大型商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率最強(qiáng)，其次是全國性股份制商業(yè)銀行，地方性商業(yè)銀行的傳導(dǎo)效率最弱。

貨幣政策在經(jīng)濟(jì)體中的重要作用不言而喻，貨幣政策的有效性很大程度上依賴于傳導(dǎo)渠道的效率。股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異會對貨幣政策信貸渠道的傳導(dǎo)效率產(chǎn)生顯著的影響，因此，在貨幣政策制定時，需要結(jié)合商業(yè)銀行的股權(quán)特征，對不同類型商業(yè)銀行實行差異化的貨幣政策調(diào)控，從而提高貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的有效性，縮短貨幣政策調(diào)控的時滯。在2008年10月以前，以存款準(zhǔn)備金率為代表的我國貨幣政策基本為“一刀切”，對不同類型的商業(yè)銀行實行同樣的準(zhǔn)備金率要求。2008年10月，央行宣布“降準(zhǔn)”，其中，大型商業(yè)銀行降低0.5個百分點，中小型金融機(jī)構(gòu)降低1個百分點，初步體現(xiàn)了我國貨幣政策的差異化調(diào)控。進(jìn)入2014年，央行存款準(zhǔn)備金政策調(diào)整“普降”與“定向”相結(jié)合，表明我國貨幣政策差異化調(diào)控更加明顯。但目前我國差異化調(diào)節(jié)手段較為僵硬，還沒有形成較為成熟的差異化貨幣政策調(diào)控體系。增強(qiáng)貨幣政策的傳導(dǎo)效率，提高宏觀調(diào)控的有效性，需要結(jié)合金融機(jī)構(gòu)的股權(quán)結(jié)構(gòu)差異、類型差異，形成存款準(zhǔn)備金率、基準(zhǔn)利率、再貸款、再貼現(xiàn)等貨幣政策調(diào)控工具為一體的差異化貨幣政策調(diào)控體系。

（責(zé)任編輯：張恩娟）

參考文獻(xiàn)：

[1]Mishkin F.Symposium on the Monetary Policy Transmission Mechanism[J].Journal of Economic Perspectives，1995（9）.

[2]謝平.四大銀行不良資產(chǎn)宜自己消化[J].中國經(jīng)濟(jì)快訊，2002（19）.

[3]宋立.我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道存在的問題及其解決思路[J].經(jīng)濟(jì)研究參考，2003（13）.

[4]朱慶.貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道：中德比較研究[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2005（4）.

[5]童穎.我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的有效性分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2005（4）.

[6]趙振全，于震，劉淼.金融加速器效應(yīng)在中國存在嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（6）.

[7]盛松成，吳培新.中國貨幣政策的二元傳導(dǎo)機(jī)制——“兩中介目標(biāo)，兩調(diào)控對象”模式研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（10）.

[8]A.K.Kashyap，J.C.Stein.The Impact of Monetary Policy on Bank Banlance Sheets[J].NBER Working Papers，1994（8）.

[9]Y.Altunbas，O.Fazylow，P.Molyneux.Evidence on the Bank Lending Channel in Europe[J].Journal of Banking and Finance，2002（26）.

[10]Leonardo Gambacorta.Inside the Bank Lending Channel[J].European Economic Review，2005（49）.

[11] Micco，Alejandro ，Ugo Panizza.Bank Ownership and Lending Behavior[J].Economics Letters，2006（93）.

[12]Matousek，Roman，Nicholas Sarantis.The Bank Lending Channel and Monetary Transmission in Central and Eastern European Countries[J].Journal of Comparative Economics，2009（37）.

[13]胡瑩，仲偉周.銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)與貨幣政策沖擊[J].經(jīng)濟(jì)評論，2010（2）.

[14]范小云，肖立晟，王博.我國貨幣政策信貸渠道研究[J].當(dāng)代財經(jīng)，2010（11）.

[15]黃安仲.通貨膨脹對我國信貸渠道有效性的影響[J].經(jīng)濟(jì)問題，2012（1）.

[16]周先平.面對貨幣政策調(diào)控時外資銀行、本土銀行信貸行為相同嗎[J].投資研究，2012（2）.

[17]徐東明，陳學(xué)彬.貨幣環(huán)境、資本充足率與商業(yè)銀行風(fēng)險承擔(dān)[J].金融研究，2012（7）.

[18]李濤，劉明宇.資本充足率、銀行信貸與貨幣政策傳導(dǎo)[J].國際金融研究，2012（11）.

[19]潘敏，夏慶，張華華.貨幣政策周期與國債利率期限結(jié)構(gòu)[J].財貿(mào)研究，2012（1）.

[20]江暑霞，陳玉嬋.貨幣政策、銀行資本與風(fēng)險承擔(dān)[J].金融研究，2012（4）.

[21]索彥峰，范從來.貨幣政策立場指示器的實證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）.