雷 娜，孫源序

（河北地質(zhì)大學 經(jīng)濟學院，河北 石家莊 050031）

一、引言

1993年12月25日，為全面貫徹落實黨的十四屆三中全會精神，國務院發(fā)布《關(guān)于金融體制改革的決定》，標志著我國開啟了漫長的利率市場化道路。改革的目標是通過中央銀行發(fā)布基準利率進行宏觀調(diào)控，建立由市場資金供求關(guān)系所決定的市場利率管理體系[1]。利率市場化作為金融領(lǐng)域最核心的改革，長期以來一直受到國家的高度重視，而貸款基礎(chǔ)利率（LPR）改革是我國深化利率市場化改革的關(guān)鍵步驟，也是促進我國經(jīng)濟穩(wěn)定高效發(fā)展的重要途徑。2013年7月20日，我國金融機構(gòu)貸款利率下限宣布放開，隨后正式推出LPR為商業(yè)銀行貸款定價提供參考，各銀行可以參照基礎(chǔ)利率自主報價。由于長期以來LPR與貸款基準利率“雙軌并行”導致利率傳導效率低下，中小企業(yè)融資成本較高，融資規(guī)模較小，對實體經(jīng)濟發(fā)展起到一定阻礙作用[2]。2019年8月17日，為疏通貨幣政策傳導渠道，降低貸款利率，中國人民銀行決定完善貸款市場報價利率，通過與中期借貸便利利率掛鉤，綜合考慮資金成本、風險溢價等因素推進LPR改革。經(jīng)過兩年多，LPR改革成效顯著，金融資源優(yōu)化配置效率得到提升，企業(yè)融資成本明顯降低，金融機構(gòu)對于中小企業(yè)的支持使得實體經(jīng)濟得到良好發(fā)展[2]。

貸款市場報價利率的發(fā)布一方面促進了金融創(chuàng)新，使商業(yè)銀行擁有更多金融產(chǎn)品的定價權(quán)，同時也增加了銀行間的競爭壓力。傳統(tǒng)定價模式的改變使得商業(yè)銀行存貸利差減小，在短時間內(nèi)給銀行收益帶來負面影響[3]。為此部分銀行對客戶貸款標準逐漸放寬，理財產(chǎn)品的內(nèi)部定價體系與發(fā)行方式不夠合理，導致商業(yè)銀行的風險持續(xù)上升。由于長期以來我國商業(yè)銀行的收入來源較為單一，為了在未來市場競爭中保持自身優(yōu)勢，許多商業(yè)銀行處于轉(zhuǎn)型階段[4]。LPR改革在短期內(nèi)對商業(yè)銀行風險承擔與收益水平產(chǎn)生一定影響，為探究具體影響形式及相應的傳導機制，本文通過建立雙重差分模型來分析LPR改革對于不同商業(yè)銀行風險及收益的綜合影響，并在此基礎(chǔ)上提出相關(guān)建議，為我國商業(yè)銀行增強風險防范能力、提升盈利水平和轉(zhuǎn)型發(fā)展提供參考，且為進一步豐富和完善貸款市場報價利率的研究提供文獻。

二、文獻綜述

目前學界關(guān)于LPR改革對商業(yè)銀行的影響主要從風險和收益兩個方面進行研究，雖然利率市場化改革與銀行風險及收益之間不存在直接作用關(guān)系，但由于商業(yè)銀行資產(chǎn)負債管理、風險收益匹配等內(nèi)部管理要求，利率市場化的影響也會作用于風險和收益領(lǐng)域。李北偉和耿爽（2020）[3]認為LPR改革會對銀行穩(wěn)健性造成沖擊，認為LPR改革導致商業(yè)銀行間競爭的加劇對收益、風險穩(wěn)健性的負面效應要大于正面預期，并未實現(xiàn)改革之初希望通過市場良性競爭提高銀行業(yè)務發(fā)展水平的預期，過度的競爭對商業(yè)銀行風險和收益兩方面造成了下行壓力。張希和陳軒（2019）[5]通過對LPR改革的研究認為貸款市場報價利率的引入在解決利率雙軌問題的同時也會對商業(yè)銀行傳統(tǒng)經(jīng)營模式形成一定的挑戰(zhàn)，導致銀行利潤下降，風險承擔壓力升高，商業(yè)銀行需要不斷完善自主定價能力。宗良和韓森（2021）[6]從貨幣政策傳導角度進行分析，認為LPR改革之后商業(yè)銀行自主定價能力有所提高，對中小企業(yè)的貸款比重逐漸增加，但由于銀行普遍使用成本加成法進行定價，存在對邊際資金成本認識不足、存款利率剛性使貸款利率難以進一步下降、中小銀行定價能力有待提升等問題。杜崇東等（2021）[7]根據(jù)利率并軌對商業(yè)銀行凈息差的影響效果進行實證檢驗，結(jié)果表明利率并軌程度指標的下降會在外部環(huán)境上使得銀行凈息差持續(xù)降低，商業(yè)銀行應該加強成本控制，轉(zhuǎn)變銀行管理模式。杜瑞嶺和孫婷軒（2020）[8]研究了LPR改革對銀行信貸市場的影響并對利率市場化進程的未來趨勢作出判斷。LPR結(jié)合MLF利率加點的形成機制能夠有效促進利率市場化，實現(xiàn)“兩軌合一軌”，商業(yè)銀行靈活制定貸款利率的同時可以降低企業(yè)融資成本，但會加大銀行的利率風險和流動性風險。張港燕和張慶君（2020）[9]認為LPR報價機制的引入會通過“盈利”渠道對銀行風險承擔水平產(chǎn)生影響，LPR改革抑制了銀行利潤的增加，商業(yè)銀行為應對業(yè)務模式和盈利結(jié)構(gòu)的變化會傾向于投資高風險資產(chǎn)以尋求高額回報，使得銀行風險增大，影響效果對于中小型銀行更加明顯。

綜上所述，目前學界通過商業(yè)銀行經(jīng)營模式、銀行穩(wěn)健性、市場競爭等方面研究了利率市場化對銀行風險及收益方面的影響，但由于LPR改革時間較短，導致相關(guān)研究仍然存在一些不足。貸款市場報價機制的引入對于金融領(lǐng)域是重要的實踐突破，原有研究大多是在利率雙軌制背景下進行的，對于政策改革后的研究結(jié)論缺少實證支持，理論機制存在缺陷，許多研究僅通過商業(yè)銀行經(jīng)營現(xiàn)狀或參考歷史經(jīng)驗作出判斷，關(guān)于政策改革對于商業(yè)銀行的長期影響效果存在分歧。同時目前關(guān)于LPR改革的研究主要圍繞宏觀政策作用效果，對于銀行或其他金融機構(gòu)等微觀主體的關(guān)注較少。本文在上述研究的基礎(chǔ)上，通過對政策實施時間按季度劃分，構(gòu)建雙重差分模型從商業(yè)銀行風險承擔以及單位風險收益水平兩方面研究LPR改革對于不同類型商業(yè)銀行的影響效果。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫以及各家商業(yè)銀行年報。鑒于目前LPR改革距今只有兩年多時間，本文數(shù)據(jù)采用分季度數(shù)據(jù)，由于銀行分季度數(shù)據(jù)獲取難度較大，因此共選取17家代表性較強的商業(yè)銀行①17家商業(yè)銀行包括：中國銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國建設(shè)銀行、中國工商銀行、交通銀行、寧波銀行、南京銀行、渝農(nóng)商行、北京銀行、光大銀行、平安銀行、浦發(fā)銀行、華夏銀行、民生銀行、招商銀行、興業(yè)銀行、中信銀行。。我國利率市場化改革始于2013年，故數(shù)據(jù)選取時間為2013年第三季度至2021年第三季度作為研究區(qū)間，同時對部分缺失數(shù)據(jù)通過線性插值法補齊。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

（1）商業(yè)銀行風險指標

通常用來衡量銀行風險的指標有不良貸款率（NPL）、總資產(chǎn)收益率標準差（SDROA）、加權(quán)風險資產(chǎn)占比以及Z值等，本文采用衡量銀行風險承擔水平的Z值作為被解釋變量，Z值能夠很好地反映銀行整體破產(chǎn)風險。通過Laeven和Levine（2006）[10]提供的方法對資產(chǎn)收益率以五期為一個區(qū)間進行滾動處理，Z值計算方法如下：

其中，Zit表示商業(yè)銀行i在第t期的Z值，Z值越小，說明商業(yè)銀行所面臨的風險越大；Z值越大，說明商業(yè)銀行所面臨的風險越小。ROAit表示商業(yè)銀行i在第t期的總資產(chǎn)收益率（ROA）的均值，CARit表示商業(yè)銀行i在第t期的資本充足率，SDROAit表示商業(yè)銀行i在第t期總資產(chǎn)收益率（ROA）的標準差。

（2）商業(yè)銀行風險收益綜合指標

LPR改革對于商業(yè)銀行的影響會體現(xiàn)在風險和收益兩個方面，只研究風險的影響會顯得過于片面，夏普指數(shù)（SHARP）為經(jīng)過風險調(diào)整后的績效指標，通過對夏普指數(shù)的研究可以綜合風險及收益兩方面因素，能夠進一步把握LPR改革對于商業(yè)銀行帶來的影響。夏普指數(shù)計算方法如下：

其中，SHARPit表示商業(yè)銀行i在第t期的夏普指數(shù)，夏普指數(shù)越大，說明商業(yè)銀行單位風險的收益越大；夏普指數(shù)越小，說明商業(yè)銀行單位風險的收益越小。ROEit表示商業(yè)銀行i在第t期的凈資產(chǎn)收益率（ROE）的均值，SDROEit表示商業(yè)銀行i在第t期凈資產(chǎn)收益率（ROE）的標準差。

2.解釋變量

核心解釋變量（T*LPR）。由于LPR改革時間為2019年8月，因此變量LPR在2019年第三季度之前數(shù)值設(shè)置為0，2019年第三季度之后數(shù)值設(shè)置為1。雖然LPR改革政策面向全體銀行，但政策效果對于不同類別銀行存在差異，由于五大國有銀行體量較大，銀行穩(wěn)定性受政策影響較小，同時作為LPR報價行，自主定價能力較強。本文將全體樣本按照銀行類別進行分類，T為虛擬變量，其中控制組為五大國有銀行（T=0），干預組為除五大國有銀行外其他所有銀行（T=1）。構(gòu)造T*LPR交互項，若T*LPR項系數(shù)顯著，則表明LPR改革對于其他銀行影響效果顯著。

3.中介變量

常用的衡量商業(yè)銀行收益的指標有總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、利潤率以及每股收益等，其中ROA是分析企業(yè)盈利能力時很常用的指標，對于企業(yè)發(fā)展決策起到至關(guān)重要的作用。本文選取ROA作為中介變量來研究商業(yè)銀行的盈利水平對風險及收益情況的間接影響。

4.控制變量

在商業(yè)銀行實際經(jīng)營過程中，風險和收益受到許多因素影響，在控制銀行個體特征方面，本文選取的指標有非利息收入（NII）、營業(yè)收入（OR）、不良貸款率（NPL）、同業(yè)負債比（IL）、銀行總資產(chǎn)（TA）。其中非利息收入指的是商業(yè)銀行除利差以外的營業(yè)收入，主要以中間業(yè)務收入為主。目前我國商業(yè)銀行非利息收入占比逐漸擴大，非利息收入能夠拓寬融資渠道，很大程度上分散銀行風險，同時相比于傳統(tǒng)利息收入受宏觀政策影響較小，可以降低商業(yè)銀行收益波動性[11]。商業(yè)銀行營業(yè)收入包括主營業(yè)務收入和非主營業(yè)務收入，能夠很好地反映商業(yè)銀行收益情況。不良貸款率指的是商業(yè)銀行不良貸款占總貸款余額的比重，是評價金融機構(gòu)信貸資產(chǎn)風險狀況的重要指標，不良貸款率與銀行風險呈正相關(guān)關(guān)系，其數(shù)值越大說明無法收回的貸款占比越大，銀行風險越高。同業(yè)負債比反映了商業(yè)銀行償付債務本金和支付債務利息的能力，用以表明銀行負債占全部資產(chǎn)的比重。同時在宏觀經(jīng)濟狀況方面本文選取生產(chǎn)價格指數(shù)，其作為反映生產(chǎn)領(lǐng)域價格變動情況的重要經(jīng)濟指標，為制定有關(guān)經(jīng)濟政策提供了重要依據(jù)。

（三）模型設(shè)定

為分析LPR改革對于商業(yè)銀行的影響，本文綜合考慮多方面因素，構(gòu)造了以下基準模型：

上述模型分別為風險模型以及風險收益綜合模型，其中Zit表示商業(yè)銀行i在第t期的風險承擔指數(shù)，SHARPit表示商業(yè)銀行i在第t期的風險收益綜合指數(shù)。模型（1）中解釋變量LPR的系數(shù)α1主要表示LPR改革對全樣本商業(yè)銀行風險承擔水平的影響。模型（2）引入交互項T*LPR，主要研究LPR在五大國有銀行與其他商業(yè)銀行之間的政策效應是否有明顯差異。模型（3）中T*LPR的系數(shù)γ1表示LPR改革對于不同類別商業(yè)銀行風險收益綜合影響效果的差別。銀行特征控制變量Banksit包括非利息收入（NII）、營業(yè)收入（OR）、不良貸款率（NPL）、同業(yè)負債比（IL）、銀行總資產(chǎn)（TA），宏觀經(jīng)濟環(huán)境控制變量Controlsit為生產(chǎn)價格指數(shù)（PPI）。μi表示銀行個體效應，εit為殘差項。

為研究LPR改革是否能通過盈利水平對商業(yè)銀行的風險及收益情況造成間接影響，進行中介效應檢驗，構(gòu)造了以下基準模型：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1給出了各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出各類別商業(yè)銀行不同時期風險承擔水平以及收益能力的差異情況，其中Z值最小值為0.86，最大值為43.1，均值為10.3067；SHARP指數(shù)最小值為-0.42，最大值為29.71，平均值為6.0584?？傮w來看商業(yè)銀行風險狀況、收益水平以及資產(chǎn)規(guī)模等方面目前仍存在較大差異。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）單變量分析

為初步了解LPR改革對商業(yè)銀行風險及收益情況的綜合影響，首先進行單變量分析，結(jié)果如表2所示。

表2給出了LPR改革前后的Z值以及夏普指數(shù)的變動情況。在LPR改革之前，控制組與干預組之間Z值的差異并不明顯，說明改革之前不同類別的商業(yè)銀行風險指數(shù)相當，而改革之后干預組Z值呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，與控制組之間差異顯著。為了消除時序上的變動差異，將LPR改革后兩組之間的差異減去LPR改革前兩組之間的差異，得到Z值變動的雙重差分結(jié)果，由表2可以看出結(jié)果為-3.932，且數(shù)值在1%水平上顯著，說明LPR改革以后，商業(yè)銀行Z值呈現(xiàn)降低趨勢，即LPR改革會增加商業(yè)銀行的風險指數(shù)。對于夏普指數(shù)，在LPR改革之前控制組與干預組之間存在顯著差異，干預組夏普指數(shù)明顯大于控制組，說明此時干預組商業(yè)銀行單位風險的收益較高，而LPR改革之后干預組夏普指數(shù)顯著降低，改革前后雙重差分結(jié)果為-2.598，數(shù)值在1%水平上顯著，說明LPR改革對夏普指數(shù)存在顯著的負向影響，改革會導致商業(yè)銀行單位風險的收益降低。為進一步檢驗LPR改革對于商業(yè)銀行的影響，需要下文構(gòu)建多變量模型進行再驗證。

表2 單變量分析

（三）基準回歸分析

首先通過豪斯曼檢驗方法檢驗基準模型判斷使用固定效應模型還是隨機效應模型，結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，說明選取固定效應模型較為合適。使用雙重差分模型，令五大國有銀行作為控制組，其他銀行作為干預組，引入交互項系數(shù)T*LPR，研究LPR改革對于商業(yè)銀行的風險及收益的影響，具體回歸結(jié)果如表3所示。

表3 LPR改革對商業(yè)銀行的影響

通過模型（1）可以看出LPR系數(shù)顯著為負，說明LPR報價機制的引入會導致全樣本商業(yè)銀行的風險增加，由于改革會加大市場化程度，商業(yè)銀行之間競爭也會逐漸激烈，貸款利率與市場資金成本波動更加頻繁，在利率定價權(quán)增大的同時也對銀行應對不同客戶屬性提出了更高的要求，面臨其他銀行的競爭壓力，許多銀行為尋求更高的信用溢價對于客戶貸款標準逐漸放寬，同時不斷拓寬業(yè)務板塊，涉及部分高風險業(yè)務以尋求高回報，中間業(yè)務收入占比逐漸提升，使得商業(yè)銀行的運營風險持續(xù)上升。模型（2）通過引入交互項T*LPR進一步表明LPR改革對五大國有銀行以外的其他商業(yè)銀行風險承擔指數(shù)具有顯著的負向影響，由于控制組銀行資本積累深厚、客戶群體廣泛，同時具有較強的自主定價能力，穩(wěn)定性高于干預組銀行，受經(jīng)濟政策影響較小。模型（3）從風險收益綜合角度研究政策的作用效果，目前我國商業(yè)銀行存款利率依然參照法定利率，且存款定價機制在短期內(nèi)不會進行市場化改革，同時LPR自發(fā)布以來一直呈下降趨勢，以上因素直接導致了商業(yè)銀行利差收窄，從模型中可以看出T*LPR系數(shù)顯著為負，LPR改革會導致干預組商業(yè)銀行單位風險的收益降低。

（四）中介效應檢驗

根據(jù)以往研究結(jié)論，當商業(yè)銀行面臨利差收窄時會選擇高風險投資以提高收益，銀行盈利模式改變的同時會影響其風險承擔水平[12]，本文以總資產(chǎn)收益率ROA作為中介變量進行中介效應檢驗。結(jié)果如表4所示。

表4 中介效應檢驗

根據(jù)模型（4）的回歸結(jié)果可知，對于夏普指數(shù)的影響效應中，T*LPR的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，說明LPR報價機制對于五大國有銀行以外商業(yè)銀行的夏普指數(shù)呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。模型（5）中交互項系數(shù)為-0.0129，在5%的顯著水平下顯著為負，說明LPR改革會導致干預組商業(yè)銀行收益降低。模型（6）結(jié)果表明資產(chǎn)收益率與夏普指數(shù)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，當資產(chǎn)收益率增加時商業(yè)銀行單位風險的收益也會增加，說明商業(yè)銀行為實現(xiàn)盈利目標，在收益減少時可能會選擇高風險業(yè)務以獲取高回報。模型（7）可知交互項T*LPR與資產(chǎn)收益率均在1%的顯著水平下顯著，證明模型存在部分中介效應，說明LPR改革可以通過盈利渠道間接影響商業(yè)銀行風險收益綜合指數(shù)。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文采用雙重差分模型研究LPR改革對于商業(yè)銀行的影響，雙重差分模型要求控制組和干預組在政策實施之前具有共同趨勢，即五大國有銀行和其他銀行在LPR改革之前Z值和夏普指數(shù)的趨勢不存在顯著性差異，或者兩者之間差異不明顯?；诖藰?gòu)造了一系列與LPR改革實施時間距離的虛擬變量，Before2是指樣本起始時間點至LPR報價機制引入之前兩期的時間虛擬變量，Before1為LPR改革之前一期的時間虛擬變量，Current指LPR改革當期，After1是距離LPR改革后一期的時間虛擬變量，After2指LPR報價機制引入后兩期至樣本結(jié)束的時間虛擬變量，這里主要關(guān)注政策實施之前的虛擬變量Before2和Before1的顯著情況，從而進行平行趨勢檢驗。結(jié)果如表5顯示，在10%的顯著性水平下Z值與夏普指數(shù)Before2和Before1的系數(shù)均不顯著，表明在LPR報價機制引入之前控制組與干預組的銀行風險承擔水平和風險收益綜合指數(shù)不存在顯著差別。同時虛擬變量Current不顯著，說明LPR改革對于商業(yè)銀行的影響存在滯后效應。最后干預組After1、After2的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著且系數(shù)為負，與控制組結(jié)果存在顯著差異。因此，原模型滿足雙重差分模型的平行趨勢假設(shè)。

表5 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

本文將LPR改革看作準自然實驗，控制組和干預組看作隨機分組，進行安慰劑檢驗。將LPR改革時間提前三期生成新的交互項T*LPR，觀察得到回歸結(jié)果，若交互項的系數(shù)此時不再顯著，說明商業(yè)銀行風險承擔水平和風險收益綜合指數(shù)的變動是由LPR改革所導致，證明原模型的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。檢驗結(jié)果如表6所示，從檢驗結(jié)果可以看出，無論是Z值還是夏普指數(shù)，交互項T*LPR的系數(shù)均在10%的顯著水平下不顯著。此結(jié)果說明若將LPR改革的時間提前，則對于干預組銀行來說風險及收益的衡量指標將不會受到影響，此結(jié)果排除了時間趨勢對商業(yè)銀行造成影響的可能性。

表6 安慰劑檢驗

五、結(jié)論與啟示

本文基于雙重差分模型，將2019年LPR改革政策作為一項準自然實驗引入，以2013年第三季度至2021年第三季度為區(qū)間對17家具有代表性的商業(yè)銀行的不平衡面板數(shù)據(jù)進行分析，研究LPR改革對于商業(yè)銀行的風險承擔水平以及風險收益綜合評價指數(shù)的影響。通過實證研究結(jié)果可知，LPR改革會增加五大國有銀行以外其他商業(yè)銀行的風險，同時會降低此類商業(yè)銀行的單位風險收益水平，對銀行穩(wěn)定性造成一定的影響。進一步將LPR改革影響的作用路徑通過資產(chǎn)收益率作為中介變量進行中介效應檢驗，研究結(jié)果表明LPR改革可以通過盈利渠道對銀行風險及收益產(chǎn)生負面影響。由于本文控制組銀行為五大國有銀行，在LPR改革中此類銀行受政策影響較小，風險收益綜合指數(shù)波動并不明顯，說明LPR報價機制的實施對于中小型銀行影響更加顯著。LPR改革打破了原有商業(yè)銀行貸款利率下限的限制，銀行將擁有更多的定價權(quán)，業(yè)務模式和盈利結(jié)構(gòu)發(fā)生改變。由于改革以來貸款利率始終呈現(xiàn)下降趨勢，短時間內(nèi)隨著市場流動性的加快銀行存貸款利差將進一步收窄，通過利率市場化的歷史經(jīng)驗來看，銀行間的競爭會更加激烈，對商業(yè)銀行的資產(chǎn)負債管理能力提出了更高的要求。

以上結(jié)論表明，在LPR改革及其應用范圍逐漸擴大的背景下，由于商業(yè)銀行在短期內(nèi)不會改變對央行基準利率的依賴，其定價方式的變化將對商業(yè)銀行產(chǎn)生重大影響。為應對來自風險及收益等方面的挑戰(zhàn)，確保LPR定價轉(zhuǎn)變平穩(wěn)過渡，應該注意以下幾點：第一，商業(yè)銀行要及時進行業(yè)務轉(zhuǎn)型調(diào)整，改變資產(chǎn)負債表策略，在未來商業(yè)銀行貸款都將與LPR定價相關(guān)。銀行的資產(chǎn)收益情況很大程度上取決于市場利率，為提高自身盈利能力，降低由“盈利”渠道造成的風險承擔，商業(yè)銀行應增加對于優(yōu)質(zhì)中小企業(yè)、民營企業(yè)和其他高收益資產(chǎn)的關(guān)注，同時可以增加中間業(yè)務收入占比，在盈利水平提升的同時增強抵御風險的能力。第二，做好風險管控，在LPR改革提高商業(yè)銀行自主定價能力的同時，也要注意防范風險，尤其是五大國有銀行以外的中小型銀行。由于國家政策要求各銀行積極參考LPR進行貸款定價，商業(yè)銀行需要精通利率衍生工具和資產(chǎn)證券化等工具來管理相關(guān)風險，同時增加對于目標客戶群體信用水平的篩選，提升商業(yè)銀行產(chǎn)品的定價管理水平。在LPR的基礎(chǔ)上進行加減點以應對貸款信用風險的不確定性因素，在確保貸款自主定價能力的同時加強銀行風險監(jiān)管。第三，對于高風險的中小型銀行，要做好對貸款規(guī)模的及時控制，過度增長的貸款規(guī)模會造成銀行資產(chǎn)質(zhì)量下降，進而導致商業(yè)銀行風險增大。在貸款規(guī)模適當?shù)那闆r下也要重視對于貸款質(zhì)量的監(jiān)管，確保相關(guān)工作人員的業(yè)務水平，在進行信貸審批過程中，強化信用信息評價，同時加強對宏觀經(jīng)濟形勢的判斷，注重貸款的放貸時機。