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商業銀行貸款政策范文1
關鍵詞：城區特征 住房抵押貸款決策 住房價格波動率 中低收入城區
中圖分類號：F830.49文獻標識碼：A文章編號：1006-1770(2007)03-048-03
一、引言
城區特征是商業銀行住房抵押貸款決策的一個重要因素，它分為三類：（1）人口特征，包括中位家庭收入、離婚率、失業率、年齡結構和受教育水平等；（2）住房存量特征，包括住房交易規模、土地供給彈性、住房所有權比率、住房空置率、中位住房租金價格比、中位住房建筑周期和中位住房年齡等；（3）公共服務特征，包括接受公共住房支持的家庭比例、學校質量、治安狀況和拆遷改造等；（4）其它特征，包括經濟增長率和產業分散化程度等1。
城區特征或多或少以相同方式影響一個城區所有住房抵押貸款的風險。在單個貸款申請者特征和單個住房特征難以準確獲得的情況下，商業銀行可以根據城區特征判斷一個城區的住房抵押貸款違約風險，以確定該城區的最低首付款比例，甚至對整個城區拒貸，這一方面使商業銀行面臨的違約風險降低，另一方面可能使中低收入城區居民的住房融資難度加大。本文通過分析國外城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策的影響機制，聯系我國實際情況， 指出我國商業銀行根據城區特征進行住房抵押貸款決策具有合理性，建議商業銀行密切關注城區住房價格波動率，并且政府限制中低收入城區商業銀行的數量。
二、國外城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策的影響機制
(一) 城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策影響機制的相關理論
國外關于城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策影響機制的相關研究主要有違約理論、理性歧視理論、信息外部性理論和內部信息效應理論。其中,違約理論解釋哪些城區特征影響貸款風險；理性歧視理論解釋商業銀行根據城區特征進行貸款決策的合理性；信息外部性理論和內部信息效應理論解釋城區特征對商業銀行貸款決策的影響會導致中低收入城區貸款供給不足。信息外部性理論和內部信息效應理論的主要區別在于研究角度不同：前者認為，當前住房交易提供的城區信息使該城區的所有貸款者受益；后者認為，單個貸款者在從事住房抵押貸款業務過程中搜集到的某些城區信息只使該貸款者受益。
1.違約理論
住房抵押貸款違約理論有兩種：支付能力理論和權益理論，分別解釋被迫違約和理性違約。
支付能力理論的主要內容是：（1）當借款者無力支付月還款額時，違約就會發生。（2）影響借款者支付能力的因素有：觸發事件(trigger events，包括失業、離婚和疾病等)、融資來源（Financial resources,包括收入和儲蓄等）、融資條款(Financial commitments,包括住房抵押貸款的利率、期限和貸款價值率以及其它負債)和其它（包括戶主年齡和家庭里孩子的年齡與數量等）。
權益理論的主要內容是：（1）違約可視為住房抵押貸款所內含的看跌期權，即以不償還住房抵押貸款余額為條件而賣出住房的期權；即使借款者有能力支付月還款額也可能在一定條件下執行看跌期權（即違約）。（2）違約的必要條件是負權益（即住房價值小于貸款價值），并且違約受交易成本和觸發事件的影響。（3）負權益的影響因素包括初始貸款價值率、住房價格波動率、已抵押年數、貸款期限和資金機會成本2；交易成本因素包括違約信用損失、尋找新住所的搜尋費用和搬遷費用等，它增加違約成本從而降低違約概率；觸發事件因素包括失業、離婚和遷移等，它將多期最優違約決策提前到現在3。
Von Furstenberg(1969)考慮了初始貸款期限、初始貸款價值率和被抵押的是新房還是舊房等因素，發現初始貸款價值率是影響違約率的重要因素，初始貸款價值率越高違約率越高。Wilson等(1995)采用1992-1995年加利福尼亞的數據估計了違約損失函數，發現城區住房價格波動是導致違約損失的最重要因素。Capozza等(1997)研究了交易成本和觸發事件對違約率的影響，他們用城區收入水平和年齡結構作為交易成本的變量，用城區失業率、離婚率和遷移率描述觸發事件，發現城區中位家庭收入水平與違約率高度負相關，城區失業率和離婚率與違約率高度正相關，其它變量不顯著。Boheim和Taylor(2000)研究發現，孩子年齡小于六歲的家庭違約率較高；戶主年齡對違約率有顯著影響，在38歲以下，違約率隨戶主年齡遞增，在38歲以上，違約率隨戶主年齡遞減。由此可見，住房價格波動率、失業率或離婚率高以及中位家庭收入低的城區違約風險大。
2. 理性歧視理論
19世紀70年代初，Phelps（1972）和Arrow（1973）提出勞動力市場的理性歧視理論，后來被應用到住房抵押貸款市場。該理論的主要內容是：(1)在單個貸款申請者和單個住房特征難以準確獲得的情況下，權衡收益和成本，貸款者根據貸款申請所屬城區的特征判斷違約風險更有利可圖。(2)某些城區的違約風險比其它城區高，如果高于貸款者的最大可承受風險，來自這些城區的貸款申請會被拒絕；如果低于貸款者的最大可承受風險則會被批準，但同時被要求較高的首付款比例。（3）因為理性歧視是有利可圖的，市場競爭不能使其消失。
Schill 和Wachter（1993）發現，金融機構對低收入或少數民族城區比對其它城區的拒貸率高，但在控制了城區風險之后，拒貸率的城區差別消失，這表明理性歧視是存在的。Marschoun(2000)發現，對住房價格波動率較大的城區，貸款者要求較高首付款比例的概率較大。
3. 信息外部性理論
Lang和Nakamura(1993)提出信息外部性理論(information externalities theory)。該理論的主要內容是：（1）一方面，住房估價的精確性與近期的城區住房交易規模正相關，與城區預期住房價格波動率負相關；另一方面，如果住房估價不精確，貸款者為降低違約風險會要求較高的首付款比例或者拒貸，導致住房銷售難度增大；兩個方面相互影響，產生了一個動態的信息外部性。（2）在一個外部沖擊（例如住房交易稅提高）下，如果住房交易規模下降得較小，則信息外部性作用較小，住房抵押貸款市場能恢復到初始的穩態均衡點；如果住房交易規模下降得足夠大，則信息外部性作用會大到使該市場持續萎縮，甚至消失。（3）低收入城區的住房交易規模一般較小，而且首付款是對低收入家庭擁有住房所有權的一個重要門檻，所以信息外部性對低收入城區的影響較大。
Claem（1996）和Vermilyea（2005）等學者都發現，住房交易規模4與拒貸率顯著負相關，表明信息外部性是存在的。Harrison（2001）發現，信息外部性不僅存在于房地產市場衰退期也存在于房地產市場非衰退期；考慮了銀行差異性的信息外部性更顯著；在其它條件（例如城區預期住房價格波動率）不變情況下，一個標準差的近期住房交易規模增加使拒貸率降低2%。
4. 內部信息效應理論
1999年，Avery等提出內部信息效應理論(internal information effect theory)。該理論的主要內容是：（1）單個貸款者在從事住房抵押貸款業務過程中搜集到的某些城區信息只使該貸款者受益，這些信息與該貸款者的抵押貸款業務規模正相關。（2）在低收入城區，購買住房的抵押貸款申請總量通常比較小，如果一個城區存在多個貸款者，可能沒有任何一個有足夠的業務規模以獲得足夠的城區信息，貸款風險或單位貸款成本會更高，從而首付款比例或拒貸率也更高。
Avery（1999）和Vermilyea（2005）都發現，單個貸款者的住房抵押貸款業務規模5與其拒貸率顯著負相關，表明內部信息效應是存在的。Avery（1999）還發現，內部信息效應在低收入城區比在中高收入城區大，可以解釋中低收入城區之間1/4的拒貸率差別。
(二) 城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策的影響機制
我們對上述國外的相關理論進行概括總結,發現城區特征對商業銀行住房抵押貸款決策的影響機制有以下三種：
1. 違約理論和理性歧視理論：城區預期住房價格波動率、城區失業率、城區離婚率或城區中位家庭收入水平違約風險首付款比例或拒貸率
2. 信息外部性理論：城區住房交易規?；虺菂^預期住房價格波動率住房估價精確性違約風險首付款比例或拒貸率
3. 內部信息效應理論：貸款者收到的住房抵押貸款申請數量該貸款者獲得的城區信息違約風險首付款比例或拒貸率
三. 城區特征對我國商業銀行住房抵押貸款決策的影響現狀
城區特征對我國商業銀行住房抵押貸款決策的影響已經開始顯現，并導致中低收入城區居民的住房融資困難加大。
2004年下半年，上海多家銀行在二手房抵押貸款方面出臺了新的限制條件――城區和環線概念，停止了向奉賢、金山、南匯、川沙、崇明五個城區發放二手房抵押貸款；內環線以內的二手房抵押貸款首付款比例普遍增至3成，內外環之間的增至4成，外環線以外的增至5成6。另外，為防范金融風險，中國人民銀行規定，從2006年6月1日起，個人住房抵押貸款首付款比例不得低于30%，但考慮到中低收入者的住房需求，對購買自住住房且套型建筑面積在90平方米以下的仍執行最低首付款比例20%的規定。然而，在實踐中，商業銀行對住房抵押貸款申請者普遍執行的最低首付款比例是30%或30%以上，中低收入者沒有得到最低首收付款比例20%的好處。
四、啟示
1. 商業銀行根據城區特征進行住房抵押貸款決策具有合理性。目前，我國個人信用查詢系統處于起步階段，尚不完善；住房估價技術的科學性、客觀性較差，并且委托問題使房價高估的現象比較突出。這導致商業銀行搜集單個貸款申請者特征和單個住房特征的成本高、準確性低。相對而言，城區特征的獲取成本較低、較準確。所以，商業銀行會根據城區特征判斷一個城區的住房抵押貸款違約風險，對違約風險較大的城區規定較高的最低首付款比例或者拒貸率較高。
2. 商業銀行應該密切關注城區住房價格波動率。城區住房價格波動是導致違約損失的最重要因素。一個城區的住房價格波動性越大，則住房估價的精確性越低，進而住房抵押貸款的風險越大，因此商業銀行對該城區的貸款申請應該規定較高的最低首付款比例或者拒貸率較高。
3.政府應該限制中低收入城區的商業銀行數量。中低收入城區的住房交易規模通常較小，所以住房抵押貸款申請總量較小。如果一個中低收入城區的商業銀行多，則可能沒有任何一家能收到足夠的住房抵押貸款申請數量以獲得足夠的城區信息，貸款風險或單位貸款成本會比較高，從而首付款比例或拒貸率也比較高。因此，政府應該限制中低收入城區的商業銀行數量，或者幫助中低收入城區的商業銀行分支機構組成住房抵押貸款銀團，以使商業銀行獲得更多的城區信息，進而減小中低收入城區居民的住房融資難度。
注：
1 Marschoun.M，Availability of Mortgage Loans in Volatile Real，Journal of Urban Economics,47,443-469(2000)
2初始貸款價值率決定貸款初期借款者權益的大??；住房價格波動率決定借款者權益變化的方向、速度和大??；隨著已抵押年份的增加，貸款被不斷償還，借款者權益增加；貸款期限越短，償還速度越快，權益增加越快；資金機會成本越大，貸款價值越小，權益越大。見虞曉芬，住房抵押貸款理性違約的決策分析[J]，《數量經濟技術經濟研究》，2000年第9期。
3例如，一位借款者在獲得期限為30年的貸款之后過了5年面臨遷移，典型的純期權模型會預測：除非當前貸款價值率達到120%，違約才會發生，因為借款者理性預期未來可能有更好的違約機會（比如住房價格大幅下跌的情況）。然而，對面臨遷移的借款者而言，不會去等待未來可能的更好的違約機會，違約的最優貸款價值率將是100%，甚至更小。見Capozza.D.R,Kazarian.D and Thomson.T.A, Mortgage default in local markets,Real estate economics,25, 631-654(1997)，p634。
4 用一個城區某一年住房交易量/前三年平均住房存量表示。
5 用住房抵押貸款余額/總資產表示。
6數據來源：“不同區域不同成數 申城二手房貸款又遭收緊”[EB]，省略，2004年9月9日。
作者簡介：
商業銀行貸款政策范文2
Abstract： By reviewing the development of the banking industry in the past， it is not difficult to find that China's commercial banks have undergone a process of transition from the traditional professional system to the market-oriented system. This paper mainly uses the data of China's inter-provincial panel from 2002 to 2007， and discusses the market competition， property right reform and the change of commercial bank loan behavior from the point of view of loan.
關鍵詞：市場競爭；產權改革；商業銀行；貸款行為；轉變
Key words： market competition；property rights reform；commercial banks；credit behavior；transformation
中圖分類號：F830.4 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2016）32-0049-02
0 引言
自從我們國家從1979年恢復中國農業銀行以來，中國的銀行業就進入了快速發展的階段，雖然發展很快但是國家的銀行業仍然存在著諸多問題，比如行業壟斷、官本位思想、盈利差、經營風險高等，因此必須要對銀行業進行改革。
1 根據商業銀行貸款行為的現狀提出兩種假設
商業銀行進行變革的兩大主攻方向是市場競爭和產權變革。首先是市場競爭，目前在所有經濟學家的認知里面提高市場配置效率的有效機制就是市場競爭，對于商業銀行來說也是這樣，要想在激烈的競爭市場中獲得優勢，商業銀行的貸款行為決策就必須要符合既定的商業規律，否則一旦不符合這個規律就會被市場所淘汰，但是目前我們國家的商業銀行是處在高度壟斷體制下的，銀行的借貸走向都是以國家意志為轉移的，而并不是根據商務規律進行的，隨著我們國家市場經濟結構的變革以及市場競爭的日益加劇，商業銀行借貸以政府意志為轉移的現狀必然發生改變，因此我們可以假設市場競爭會提高商業銀行貸款行為的商業化導向；其次是產權改革，對于我們國家的商業銀行來說，產權的改革可以改善銀行的產權結果，同時能夠增加不同股東之間的制衡，因此我們也可以假設產權變革會提高商業銀行貸款行為的商業化導向。至于這兩個假設是否成立，我們進行下面的詳細分析。
2 運用數據、模型對商業銀行的貸款行為進行分析
選擇樣本的起始時間定位了從2002年到2007年的五年時間，之所以定位在這一時間區間是因為此時正處于經濟的上行周期，而且商業銀行的出發點是為商業利益考慮的，但是由于經濟危機，2007年以后政府采取了一系列的措施可能會對商貸有影響。
2.1 運用數據對商業銀行的貸款行為進行分析
2.1.1 被解釋變量
我們在本篇文章中將貸款增長率作為了被解釋變量，以方便的考察商業銀行的貸款行為，貸款增長率定義為了第t年貸款增量與第t-1年貸款余額的比值。在實際的研究過程中我們需要對樣本數據進行采集，本篇文章的樣本數據分別來自于四大國有商業銀行和全部的商業銀行。
2.1.2 解釋和控制變量
①市場競爭。
衡量市場競爭的指標有很多，最常用的指標是CR4，這個指標通過數據計算可以清晰直觀的反應市場競爭程度，為了更好的反應商業銀行貸款行為的市場競爭我們最終對CR4指標進行了轉變，將非國有商業銀行的市場份額來反映市場競爭程度，這個CR4指標的取值設定在了0和1之間，如果數值越接近于0，說明壟斷程度越高；反之，如果數值越接近于1，說明壟斷程度越低，為了保證結果的相對穩定性，我們分別使用了貸款、存款市場競爭程度來進行分析論證。
②產權改革。
本文主要是用商業銀行非國有產權比重來刻畫產權改革變量，其計算公式是：NonSo-equityi，t=工行市場行市i，t×工行非國有產行非國t+農行市場份額i，t×農行非國有產權比例t+中行市場行市i，t×中行非國有產行非國t+建行市場行市i，t×建行非國有產行非國t。
③盈利能力控制變量。
盈余能力的衡量方式是多種多樣的，在本篇文章中我們主要是用營業盈余占地區生產總值的比重來衡量，目前我們國家將生產總值進行了詳細劃分，其中主要包括生產稅凈額、固定資產的折舊以及勞動者報酬和營業盈余四個項目。
④GDP、國有經濟比重等其它變量。
為了更好地對商業銀行貸款行為進行分析，還需要對GDP增長率、存款增長率及國有經濟比重進行研究，為了更好地研究我們也查閱了很多文獻資料。
2.2 運用模型對商業銀行的貸款行為進行分析
我們根據貸款行為回歸框架來設定相應的計算模型，可以得出以下公式：
上述中所展示的計量模型其中β1衡量了上年貸款增長率的影響；β2表明了盈利能力與貸款增長率之間的關系，而且可以用它來衡量商貸行為是否符合商業導向，如果商業銀行的貸款行為符合商業導向那么β2為正，反之，如果商業銀行的貸款行為不符合商業導向那么β2為負；另外Competition和NonSoequity是這個計算模型的核心變量，而且用Competition、NonSoequity和Surplus來表示市場競爭、產權改革對于商貸行為的影響，上文中我們已經對市場競爭和產權改革對于商貸行為的影響進行了假設，所以我們可以預估β4和β6的系數都是正數。而且Xi，t是影響商貸增長率的控制變量，μt是不隨省份變化的時間虛擬變量，ηi是地區固定效應，另外εi，t是干擾項。
3 預估市場競爭與產權改革對商業銀行貸款行為轉變的影響
上文中我們提到了計量模型，根據這個計量模型可以預估出市場競爭與產權改革對商業銀行貸款行為轉變的影響，具體的預估結果如表1所示。
3.1 商業銀行貸款增長率與盈利能力之間成負相關
從上表的內容整體來看，盈利能力與商業銀行貸款行為之間是呈負相關的，這說明了商業銀行貸款行為沒有做到足夠的商業導向，對于商業利益的考量不夠充分。
3.2 市場競爭對于商業銀行貸款行為有著顯著影響
從上表中的內容可以看出，市場競爭與盈利能力交互項這兩項的估計系數是正，市場競爭可以改善商業銀行貸款行為，而且可以推動商業銀行的貸款行為向商業導向進行轉變。另外，從某種高層次的意義來講，我們可以認為中國銀行市場機構方面的改革帶來了積極的影響，股份制銀行、城市商業銀行等不同銀行之間的良性競爭有利于中國商業銀行行為方式向現代化商業銀行轉變。
3.3 產權改革對于商業銀行貸款行為并沒有顯著影響
從表1中的內容可以看出，非國有股權比例的這一變量對于商業銀行貸款增長率本身并沒有顯著影響，對盈利能力的交互項系數的估計沒有顯著性，而且呈現負向效應。導致這一現狀的原因可能有兩方面，一是在銀行業的變革過程中，市場競爭的作用要更大，相比較而言產權改革的作用較小；二是我們采取的是2002年到2007年的數據，在這五年的區間內產權改革的影響是比較小的，所以也有可能并沒有真正反映出產權改革的情況。
3.4 在其它變量方面符合預期
通過上述表中的內容可以看出，國內生產總值GDP的增長率、上年貸款的增長率以及存款增長率都是比較符合預期的，而且都有顯著的正向關系，但是還有一點值得注意，就是對國有經濟比重有顯著的負向影響，這是因為隨著國家政策的調整以及市場經濟結構的轉變，商業銀行的貸款行為從偏好國有企業慢慢開始進行了轉變，這一發現具有非常重要的意義。
4 商業銀行貸款行為轉變的可行性政策建議
通過上面的研究表明，市場競爭是推動我國商業銀行進行貸款行為改善的有利措施，但是縱觀市場結構，我們可以發現銀行業還存在很多漏洞，要對市場結構進行變革，可行性的政策和方法可以有以下幾種：一是多銀行主體進行競爭，比如說鼓勵國有商業銀行、各類城市商業銀行、外資銀行、股份制的商業銀行等進行合理的銀行競爭，通過競爭來推動商業銀行向現代化轉變；二是在同類銀行競爭手段方面，應當適當的放寬銀行的經營范圍，可以進行金融的創新；三是要盡可能的完善相關機制，從法律法規層面對商業銀行貸款行為進行規范。
上文中已經提到了，雖然產權改革對商業銀行貸款行為沒有顯著的影響，但是產權改革也是具有本身的積極意義的，產權改革會受到市場競爭的制約，如果在不打斷市場壟斷的前提下進行產權改革是非常難完成的，另外，我們所做的目的并不是只是單純為了完成產權的變革，而是要在產權改革的過程中建立起有效的商業銀行管理和運行機制，促進傳統的商業銀行向現代化商業銀行轉變。
5 結語
由于受到數據的限制，本文的研究還存在著一定的局限性，沒有考慮銀行監管因素?？傊?，本文的某些論斷希望能夠給商業銀行的行為模式轉變提供些許建議。
參考文獻：
[1]蔡衛星，曾誠.市場競爭、產權改革與商業銀行貸款行為轉變[J].金融研究，2012（02）：73-87.
商業銀行貸款政策范文3
關鍵詞：影子銀行；金融中介；信貸渠道；DSGE模型
中圖分類號：F830.5文獻標識碼：A文章編號：10035192（2017）0204407
doi：10.11847/fj.36.2.44
The Role of Shadow Banking in the Credit Transmission Mechanism in a DSGE Model
WANG Susheng， ZHAO Fang， CHEN Gang
（Shenzhen Graduate School， Harbin Institute of Technology， Shenzhen 518055， China）
Abstract：This paper develops two types of financial intermediaries， the commercial banking sector and the shadow banking sector in China by constructing a dynamic stochastic general equilibrium model（DSGE） based on the New Keynesian Theory. By means of mathematical modeling and impulse response analysis， we analyze how the shadow banking system affects the effectiveness of monetary policy transmission under the assumption of markets clearing. The findings show that through the balance sheets channel， a contractionary monetary policy shock has a significant impact on the net worth and capital intermediated， thereby affecting the quality of bank loans.
Key words：shadow banking； financial intermediary； credit channel； DSGE model
1引言
信貸發行被認為是傳統銀行部門的核心功能之一。然而，數據顯示在過去幾十年里，非銀行金融機構的中介數量（如影子銀行）一直在上升，甚至在一些國家超過傳統銀行部門[1]。影子銀行金融中介對金融生態系統的改變和影響也是多方面的，其中影子銀行體系的信用創造機制對貨幣政策是一個前所未有的挑戰。由于傳統商業銀行在我國金融體系中占主導地位，貨幣政策通過銀行信貸傳導渠道影響銀行信貸數量進而對企業的經濟活動形成約束[2]。商業銀行信貸傳導渠道發揮作用與銀行的壟斷地位、企業對銀行的外部融資依賴以及金融市場的不完善密切相關[3]。影子銀行的發展極大地拓寬了企業的融資渠道，打破了商業銀行的壟斷地位，降低了企業對銀行融資渠道的依賴性，進而影響貨幣政策信貸傳導的有效性[4]。在我國，金融市場化改革與金融創新的發展為影子銀行信用規模擴張提供了必要的宏觀環境，特別是2010年以來銀行信貸大幅緊縮刺激了影子銀行體系規模的膨脹，以理財產品、銀信合作等為代表的影子銀行迅速發展。數據顯示，2002年至今，人民幣貸款占社會融資總額的比重由原來的92%下降到現在的52%，而以影子銀行為主體的其他融資渠道所占比重則由原來的8%上升至48%，這表明影子銀行信貸中介在融資結構中的比重顯著上升。影子銀行信貸中介是影響貨幣政策對總信貸和經濟產生有效性的重要因素，因此構建反映中國影子銀行特征影響下的貨幣政策信貸傳導模型，深入研究影子銀行信貸中介對于貨幣政策傳導有效性的影響顯得尤為重要。
對于貨幣政策信貸渠道進行分析進而解釋宏觀經濟波動的研究已經取得了大量成果。他們認為信貸融資和經濟波動密切關聯，信貸市場影響實體經濟，企業融資渠道多樣化有助于熨平宏觀經濟波動[5～8]。2008年國際金融危機之后，經濟學家根據在本次危機中銀行業所扮演的重要作用，開始考慮將銀行部門引入到動態隨機一般均衡模型（DSGE）中，考察貨幣政策如何通過銀行信貸中介這一傳導渠道影響銀行貸款數量進而對經濟波動產生的影響。Gertler和Karadi[9]將信貸市場摩擦和銀行金融中介引入到新凱恩斯模型框架下，碇匭驢疾旖鶉謚薪槿綰斡盞加跋焓堤寰濟的危機。除此之外，近期的Brunnermeier和Sannikov[10]，He和Krishnamurthy[11]，Dedola等[12]文獻都從不同的角度將金融中介部門引入到DSGE模型中。國內學者如劉鵬和鄢莉莉[13]，康立和龔六堂[14]，戴金平和陳漢鵬[15]也建立了包含銀行部門的DSGE模型。這些研究表明金融中介和金融摩擦在將貨幣政策傳導至實體經濟時具有重要作用。然而我們注意到，雖然金融危機以后影子銀行得到了充分的討論，但這些研究關注的仍然是傳統的銀行中介部門。國內外相關學者對影子銀行體系的定義和產生原因解釋不盡相同，但其本質上仍是一種信用中介活動[16]。根據金融穩定理事會FSB的定義，影子銀行是指游離于銀行監管體系之外、可能引發系統性風險和監管套利等問題的信用中介體系（包括各類相關機構和業務活動）[17]。影子銀行作為一種具備傳統商業銀行諸多核心功能的金融中介，通過資產證券化和擔保，對銀行貸款期限、流動性和信用進行轉化并分銷。影子銀行將傳統信貸資產轉移至表外，實現傳統信貸機構的業務模式轉變，消弱了銀行信貸機構的資金約束資產擴張的能力，促使銀行信貸擴張[18]。由于影子銀行的模式本質上和商業銀行經營模式類似，是能夠提供信用轉換、期限轉換和流動性轉換的金融中介，因此金融中介理論和金融加速器理論可以運用到影子銀行與貨幣政策的關系上[14]。
王蘇生，等：基于DSGE模型的影子銀行與信貸傳導研究
Vol.36， No.2預測2017年第2期
2008年“次貸危機”后影子銀行受到了國內外學者的廣泛討論，卻鮮有學者探討將影子銀行金融中介引入到新凱恩斯宏觀模型（DSGE）中，分析影子銀行對貨幣政策信貸傳導有效性的影響。影子銀行信貸受到可獲得的資金供給約束，可以通過信貸渠道精確地解釋它們的波動反應[19]。Verona等[20]考慮一個帶有金融加速器的DSGE模型，假定存在一個完全競爭的影子銀行并且扮演投資銀行角色，對低風險的項目進行投資而傳統商業銀行向高風險企業提供資金，發現貨幣當局實施極度寬松的貨幣政策會放大經濟繁榮和蕭條所產生的影響，以及影子銀行金融中介專注于風險較小的貸款。Goodhart等[21]研究不同的監管制度以阻止影子銀行資產的減價出售，得出與Verona等不同的觀點，他們認為影子銀行比傳統商業銀行存在較低風險厭惡程度，并且面臨更低的違約成本。Meeks等[22]關注商業銀行通過資產證券化將風險貸款轉移至資產負債表外的影子銀行，進而影響金融不穩定。Mazelis[23]研究帶有影子銀行和商業銀行的DSGE模型框架下的貨幣政策沖擊對總貸款供應的影響，發現影子銀行導致總信貸供給減少。基于上述分析，本文將影子銀行金融中介部門引入到DSGE模型中，借鑒了Ferrante[24]對于貸款項目類型的劃分，分析了銀行部門如何對不同項目類型的貸款進行融資，從理論上闡述了央行貨幣政策對影子銀行信貸渠道產生的影響。
3參數校準
在進行數值模擬之前，我們首先需要對模型中的一些基本參數進行校準。對于常見的參數按照以往的文獻進行賦值，而穩態參數則結合國內的實際情況進行校準。表1給出了DSGE模型的基本參數校準值。（1）家庭效應參數的校準。我們將家庭隨機貼現因子β設定為0.99，如Gertler和Karadi[9]將β值校準為0.99。參照郭新強等[27]利用GMM方法的估計結果，我們將消費習慣因子b設定為0.58。根據Ferrante[24]，將相對勞動效應權重χ校準為0.25；參考Galí和Gertler[28]對勞動供給彈性的估計，設定η為1.2。（2）銀行部門相關參數的校準。對于商業銀行和影子銀行每期繼續留在市場的概率σ取值為0.93，意味著銀行家平均年限約為3年半；剩下的參數pG、pB、θH、θL、κ和τ校準值均來自于Ferrante[24]。（3）企業相關參數的校準。根據我國全部從業人員勞動報酬占GDP比重，將資本份額α校準為0.33；參考Christiano等[29]將資本折舊率δ校準為0.025，意味著年折舊率為10%。對于中間品廠商的替代彈性ε，Zhang[30]基于中國宏觀季度數據的GMM實證估計值為4.61，本文中將其設定ε=4.61。文獻中對于資本調整因子的校準值范圍在1～30之間較多，在綜合考慮之后我們將f″設定為5。（4）其他參數校準。最終品生產商的價格粘性參數取0.75，表示一次價格調整所需時間約為一年。由于我國貨幣政策中使用利率調整的頻率較低且幅度不大，我們將泰勒規則中的利率自相關系數設定為0.9，而貨幣政策對產出和膨脹缺口的系數απ和αy分別設定為1.06和0.15。對于技術沖擊的估計，先估計出中國的宏觀生產函數，再利用估算出的殘差作為技術沖擊的替代指標，計算技術沖擊的自相關系數和標準差。
表1模型參數的校準值
符號參數值參數描述符號參數值
參數描述
β0.99家庭貼現因子δ0.025資本折舊率
b0.58消費習慣因子ε4.61中間商品替代彈性
χ0.25相對勞動效應權重f″5資本調整因子
η1.2勞動供給逆Frisch彈性ξc0.75價格粘性參數
σ0.93銀行每期留存的概率απ1.06貨幣政策對通脹缺口系數
pB0.66不良貸款成功率ρr0.9利率平滑系數
θL0.66項目低成功率ρε，IR0.5貨幣政策沖擊平滑系數
κ0.15監控成本參數Rk1.0106貸款收益率穩態值
τ0.68監控成本參數R1.0101名義利率穩態值
α0.33資本投入份額pG1良好貸款成功率
θH1.026項目高成功率ρa0.85技術沖擊平滑系數
αy0.15貨幣政策對產出缺口系數
4模型動態分析
在前面模型設定和參數估計的基礎上，首先對模型在技術沖擊下的脈沖反應進行模擬，并結合脈沖反應結果對其進行解釋；其次我們使用構造的模型模M正向的利率沖擊對銀行金融中介所產生的影響。
4.1技術沖擊的脈沖分析
圖1顯示了銀行部門主要變量對1%的正向技術沖擊的動態響應過程。由于實際產出、資本價格和銀行之間存在相互影響，正向的技術沖擊帶來產出增加，資本價格也相應提高，企業的貸款利率下降，使得企業貸款和資本需求增加。由于銀行貸款質量與貸款收益率成正比，隨著貸款收益率的下降和資本價格上升，銀行選擇篩選貸款好的項目動機減少，因而銀行貸款質量下降。圖1顯示在正向的技術沖擊后商業銀行對貸款項目的篩選水平（即貸款質量）下降，而影子銀行貸款質量上升。實際上看，商業銀行對大型企業的貸款比例增加對貸款質量的升高具有較大的負面影響，從而降低銀行貸款質量。影子銀行貸款質量不僅受到貸款收益率的影響，也與名義利率下降有關。此外，影子銀行融資資本增加而商業銀行在短期內融資資本下降。實際上，隨著影子銀行等金融創新的發展，企業融資方式正在發生明顯變化，對商業銀行貸款的依賴度逐漸降低，也提高了商業銀行間接融資成本，因而商業銀行融資資本下降。由于商業銀行凈值分別受到杠桿率和融資資本的影響，在正向的技術沖擊下杠桿率上升而融資資本下降，因而商業銀行凈值下降；影子銀行杠桿率上升的幅度大于銀行融資資本的增長，從圖1看出影子銀行凈值在短期內上升。
圖1正向技術沖擊對銀行部門主要變量的影響
注：圖1中的銀行分別表示影子銀行和商業銀行，其中線條代表商業銀行，圓圈實線代表影子銀行。
4.2利率沖擊的脈沖分析
首先假設經濟處于穩態，然后對其施加一個單位正向的貨幣政策利率沖擊。圖2顯示了銀行部門主要變量對于1%的正向貨幣政策沖擊的動態脈沖響應過程。傳統的利率傳導渠道理論表明央行加息會抑制企業的投資行為，也就同時降低了企業對銀行中介的信貸需求。從圖2可以看出，在緊縮性的貨幣政策作用下，由于資產負債表的緊縮，銀行會縮減對企業的融資規模，抑制資本價格的下降并進一步影響銀行凈值，具體表現為正向的利率沖擊導致影子銀行凈值初始下降而商業銀行凈值初始增加。然而，正向的利率沖擊分別對影子銀行融資資本和商業銀行融資資本的影響不同，商業銀行融資資本增加而影子銀行融資資本下降。事實上，由于影子銀行具有較高的初始杠桿率，凈值的下降使得影子銀行資產負債表更具有約束力，以至將資產出售給其他金融部門，但商業銀行具有較低的杠桿容量，不能吸收影子銀行持有的所有資本，因而加劇了影子銀行體系的資產下降程度。此外，在緊縮性的貨幣政策下，貨幣政策沖擊導致商業銀行貸款質量上升，而影子銀行貸款質量下降。給定資本價格下降和貸款收益率的上升，影子銀行比商業銀行有更大的動機增加對貸款的風險型項目的篩選水平。
圖2正向利率沖擊對銀行部門主要變量的影響注：圖2中的銀行分別表示影子銀行和商業銀行，其中線條代表商業銀行，圓圈實線代表影子銀行。
5結論與啟示
本文通過在新凱恩斯分析框架中引入影子銀行和商業銀行兩種金融中介來分析當前貨幣政策的傳導機制和調控效果，得出主要結論如下：（1）當經濟面臨正向的技術沖擊時，影子銀行融資資本增加而商業銀行融資資本下降，受杠桿率上升的約束，商業銀行凈值下降而影子銀行凈值上升。正向的技術沖擊帶來貸款收益率的下降和資本價格上升，銀行選擇篩選好的貸款項目動機減少，因而，銀行貸款質量下降。（2）在緊縮性的貨幣政策下，商業銀行凈值和融資資本增加，而影子銀行凈值和融資資本下降。該結論與國外一些文獻不同，他們認為貨幣政策緊縮時，影子銀行增加借貸而商業銀行減少借貸，主要原因是本文中設定影子銀行比商業銀行具有更高的初始杠桿率。同時，商業銀行貸款質量增加而影子銀行貸款質量下降。
本研究對于貨幣當局和企業均具有管理實踐意義。隨著金融創新的不斷發展，企業融資方式正在發生明顯變化，大企業向市鋈謐?、小企业舷牳]淙謐剩通過股權、債權、資產證券化等多種方式進行融資，對傳統商業銀行貸款的依賴程度逐漸降低，直接影響商業銀行利息收入，同時也相應提高銀行貸款的融資成本，而以委托貸款、民間借貸、貸款信托、擔保公司等為代表的影子銀行越來越多地充當融資中介，使得傳統的銀行信貸受到擠壓。隨著未來國家宏觀經濟環境和金融生態環境都將發生顯著變化，企業融資渠道多元化加大了央行通過商業銀行信貸中介進行宏觀調控的難度，因此應該穩步推進利率市場化改革，完善貨幣政策的利率傳導機制。
此外，從國內影子銀行產生的原因來看，以風險型為主的民營中小企業對資金的需求更高，而商業銀行受制于監管和自身風險控制等約束，難以對這些高風險實體提供充足的信貸支持，而影子銀行體系正好彌補這些資金缺口。正如此，影子銀行的發展降低了銀行部門貸款篩選水平，也增加了風險沖擊的程度，促使金融系統呈現不穩定狀態。在經濟快速發展時，影子銀行所面臨的問題或風險可能會容易解決。當經濟增長速度出現回調時，影子銀行篩選貸款的項目會明顯下降，從而導致銀行經營風險成倍數的放大。雖然我國影子銀行還未形成與商業銀行分屬兩條融資鏈條的平行結構，但需要給予重視。在全球經濟出現危機時，為了阻止其資本收益率下降低于特定值，影子銀行必須從根本上減少信貸風險以及收緊貸款質量標準，從而降低它們資產的風險。未來需要重點加強影子銀行體系的監管和金融穩定性防范。
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商業銀行貸款政策范文4
關鍵詞：商業銀行；市場結構；貨幣政策效果；銀行業競爭
中圖分類號：17830.9 文獻標識碼：A 文章編號：1005-2674（2013）06-068-07
一、引言
貨幣政策傳導是從貨幣政策的執行到結果產生的整個過程，它既是宏觀經濟學研究的主要對象，也是貨幣理論與政策的核心內容。商業銀行作為貨幣政策信貸渠道傳導中的關鍵一環，與廠商和個人等微觀主體的關系最為密切，并直接影響著貨幣政策傳導的最終效果。因此，銀行在貨幣政策傳導過程中發揮著獨特的作用，銀行業市場結構和銀行體系的健康發展是貨幣政策傳導機制發揮作用的重要因素之一。
在現有的文獻中，研究銀行業結構與貨幣政策效果關系的研究成果較少。在實證研究方面，Stiglitz和Greenwald（2003）假定銀行都是風險厭惡型的，他們通過研究銀行系統的競爭和限制后發現，競爭性更強的商業銀行市場會弱化貸款利率的上調效果，利率提高會減少存款，使得財富效應與銀行業競爭程度負相關，進而降低了貨幣政策效果。Freixas和Tochet（1997）使用Monti-Klein模型（古諾模型在銀行業市場上的應用）研究了在壟斷的商業銀行市場中銀行間利率對存貸款利率的影響。他們研究發現，較高的銀行業競爭性會降低銀行間利率對貸款利率的影響。這也就說明，如果貨幣政策制定者將銀行間利率作為調控目標，則競爭性較強的商業銀行市場結構會弱化貨幣政策的傳導效果。Alecar和Nakane（2004）認為，早期的研究只注重局部均衡，忽略了在完全競爭市場和壟斷市場下的貨幣政策傳導效果。他們利用跨國數據，使用動態的一般均衡模型研究后發現，銀行業競爭性的增強使得實體經濟對利率的變動更加敏感。
在理論研究方面，Van Hoose（1985）研究發現，如果中央銀行將貨幣流通額作為調控目標，將債券利率作為調控工具，那么商業銀行競爭性的改變對貨幣政策的傳導沒有影響。Aalion和White（1978）研究了歐洲國家的貨幣制度后發現，壟斷的商業銀行市場結構和完全競爭的商業銀行市場結構對貨幣政策的影響不同。與壟斷的銀行業市場結構相比，在競爭性的銀行業市場結構下貸款利率更高。但這一結構并不能說明壟斷性的銀行業結構優于競爭性的銀行業結構。他們進一步研究后發現，壟斷性市場結構下的存款利率總是低于競爭性市場結構，其存貸差也總大于競爭性市場結構下的存貸差。因此，壟斷性銀行業市場結構損害了公眾福利。Dell和Ariccia（2001）擴展了這一研究模型，他們研究發現信息不對稱可以影響商業銀行的市場結構，由于信息不對稱，在高度集中的市場結構下銀行業競爭性也可以很高。
國內學者早期對我國銀行業市場結構的探討得出了寡頭壟斷的結論。隨著我國銀行業的發展，更多的研究證實了我國銀行業處于壟斷競爭的市場結構中。學者們關于銀行業市場結構與貨幣政策關系的研究很少，最具代表性的當屬錢雪松（2008）的研究，他通過借鑒BoRon和Freixas（2006）的模型，構造了一個欠發達資本市場的一般均衡模型。他研究發現，如果銀行業由幾家銀行壟斷，銀行信貸對貨幣政策的反應就不連續，因此，壟斷的銀行業結構、公司債市場不發達，是我國貨幣政策效果不明顯的主要原因。
現有的很多研究只使用了集中度指標代替競爭性指標研究商業銀行市場結構對貨幣政策效果的影響，即使有學者從理論上證明了銀行業的競爭影響了貨幣政策的傳導效果，但是，很少有通過實證檢驗銀行業競爭是如何影響貨幣政策效果的研究，而且大多數研究中使用的是集合數據，忽略了對銀行一級的研究。本文使用銀行一級數據，利用VAR方法，用H統計量作為競爭性指標，使用2003—2010年22個國家的跨國數據分析了銀行業結構對貨幣政策傳導效果的影響。
二、總體數據分析
1.模型的設計和指標的選取
為了計算銀行業結構是如何影響貨幣政策效果的，本文使用了VAR方法進行分析。有很多種方法可以計算商業銀行市場結構，如計算商業銀行集中度的CR值和HHI指數等。本文使用Panzar and Rosse（1987）模型中的H統計量來衡量商業銀行市場結構。脈沖分析和誤差修正模型在貨幣政策文獻中被廣泛使用。這些方法的優勢之一是可以分析外生變量所造成的影響。本文將貨幣政策沖擊所造成的效果視為其他經濟變量沖擊產生的影響，并通過脈沖分析來進行估算。使用VAR分析的變量包括短期利率（r）、銀行貸款的對數值（b）、貨幣流通總額的對數值（m）、物價水平的對數值（p）以及生產總額的對數值（y）。由于這些變量可能具有單位根，所以使用協整檢驗和誤差修正模型進行檢驗。
本文將利率變化定義為貨幣政策沖擊，進而研究其對銀行貸款、M2和真實GDP的影響。為了對樣本進行鑒定，我們用克列斯基分解對正交化脈沖函數進行了估算。值得注意的是，變量順序的不同可能會影響VAR的分析結果?？紤]到這一點，本文設計了兩種模型。模型A：（y，p，r，b，m）表示中央銀行根據同期的產出和價格水平對利率進行調整。在這種情況下，貨幣政策會對以后一個時期的產出和價格產生影響，對當前的產出和價格水平沒有影響。然而，由于中央銀行獲取相關數據十分困難，所以這種貨幣政策的影響可能會比較強。相反，我們使用模型B：（y，b，m，p，y）來說明貨幣當局在制定貨幣政策時只參考前一時期的指標，貨幣政策影響其他同時期變量。
為了研究商業銀行結構對貨幣政策傳導產生什么樣的影響，本文計算了兩個指標，一是累計的脈沖響應函數，將它作為衡量貨幣政策沖擊影響的指數；二是H統計量，將它作為衡量銀行業市場結構的指數。在計算貨幣政策的影響時，本文將國內生產總值作為總產出額，通貨膨脹率作為物價水平指標，將M2作為貨幣流通額，將銀行貸款作為企業的債權。本文使用2003-2010年22個國家的數據進行計算，數據為季度數據。GDP、物價水平、M2、短期利率以及銀行貸款的數據是從國際貨幣基金組織（IMF）發行的國際金融統計（IFS）中獲得的。真實GDP的數據難以獲得，我們使用通貨膨脹率對名義GDP進行調整，得到真實值，使用X12法消除了數據的季節性。
2.結果分析
圖1顯示了在模型A下，銀行業競爭程度和貨幣政策效果之間的關系。在圖1中，橫軸是模型A的累計脈沖響應函數，縱軸是H統計量。我們可以看到，第一欄的三個圖說明了貨幣政策對銀行貸款的影響（rto b）。這些數據并不能說明兩個指數之間存在任何確切的相關性，我們并沒有發現銀行業結構對貨幣政策的信貸傳導產生了影響。第二欄說明了貨幣政策對M2的影響（r to m）。從圖中我們似乎可以看出二者呈負相關性。但是，如果我們采用單側法進行檢驗，就會發現他們之間并不存在相關關系。圖1的第三欄和第四欄說明了貨幣政策對物價水平的影響（r to p）以及對GDP（r to y）的影響。貨幣政策似乎與這些變量都沒有關系。我們分別使用最小二乘法和bootstrap方法計算標準差。使用最小二乘法必須滿足誤差項服從正態分布?？紤]到誤差項可能不滿足正態分布，所以本文接著使用bootstrap方法計算標準差，由于土耳其的相關數據產生了較大的差異性，所以我們在后來的回歸分析中排除了它。通過研究我們并沒有發現銀行業競爭性對貨幣政策效果產生了影響。
圖2為模型B下銀行業競爭程度對貨幣政策傳導產生的影響。由圖中可以看出，所得的結果似乎與模型A相同。通過對每個指數的回歸計算，本文分析了在不同的H統計量下貨幣政策對銀行貸款產生的影響，可以看到系數都是不顯著的。通過分析貨幣政策沖擊對作為因變量的M2和物價水平產生的影響可以發現，H統計量與這些變量負相關。這可能是由于差異性較大的數據產生的結果。采取類似模型A的做法，我們把土耳其的數據排除掉。分析在H統計量下貨幣政策對真實GDP產生的影響時，系數仍然是不顯著的，這說明銀行業結構對貨幣政策效果沒有產生影響。
需要注意的是，以上這種研究方法由于樣本數量的限制存在一定的局限性，貨幣政策對銀行貸款的影響可能是正的也可能是負的，我們無法確定二者的關系。因此，下面我們用國家數據進一步研究商業銀行結構對貨幣政策傳導產生的影響。
三、按國家拆分數據分析
1.模型設計
為了使用樣本國家的個體銀行數據進行研究來檢驗不同銀行業結構下貨幣政策的效果，本文借鑒Ash-craft（2006年）的模型。設計了下面的模型： ln（Lit）=αi+β1Sit+β2S（i，t-1）+β（Hi*Sit）+β（H1*S（i，t-1））+cit+εit
（i=1，…，N；t=1，…，T） （1）
其中，Lit表示銀行i在時間t時的銀行貸款額，Sit表示銀行i在時間t時相應國家的貨幣政策沖擊，皿為H統計量，cit是控制變量，εit是擾動項。控制變量包括存款與總資產比率的滯后、總資產周轉率的滯后、存款的增長率、實際GDP的增長率、通貨膨脹率、H統計量，本文使用GLS方法對公式（1）進行檢驗。公式（1）右側的第二項和第三項分別代表在時間t和t-1時的貨幣政策沖擊。
早期關于貨幣政策的研究通常使用羅默時間。他們通過使用歷史記錄，定義出了美國聯邦儲備金檢查小組實行緊縮貨幣政策以降低通貨膨脹率時的沖擊變量。由于我們的樣本包含很多國家的數據，這種方法實質上是不切實際的。另一種方法是將上一部分用VAR計算的利率方程的殘差作為貨幣政策沖擊的指標。這種方法是合理的，因為現有文獻中的很多研究都將做脈沖反應的利率方程的干擾視作貨幣政策沖擊。本文使用年度數據，這樣可以使用每年第一到第四季度的殘差總和作為貨幣政策沖擊的指標。有些研究使用貨幣市場利率作為貨幣政策沖擊的指標，但是如果要研究條件不變的情況下利率對其他變量產生的影響，這其實是不合適的。本文在模型中加入存款與總資產比率的滯后和資產周轉率的滯后兩個變量，這是因為銀行管理者做出決策時會考慮前期銀行的財政狀況。
公式（1）中的第四項和第五項代表在銀行業更具有競爭性的國家中貨幣政策對銀行貸款的影響。β3說明在時間t時，在各個國家的H統計量約束下利率每增長1%銀行貸款增長的百分比，同樣β4表示在t-1時利率增長1%銀行貸款增長的百分比。
樣本國家同上一部分一樣，數據同樣來自Worldscope。因為不能從數據庫中獲得新西蘭的觀察值，所以樣本只包含21個國家，時間是2003年到2011年，數據頻率是按年度計算的，銀行數量是1202家。
2.結果分析
表1為檢驗結果，公式（1）的估算結果見第一欄。貨幣政策沖擊的系數是負的，而且顯著，這說明在當期以及接下來的一段時間中，貨幣政策沖擊會減少銀行貸款。H統計量對貨幣政策沖擊的影響是正的，而且顯著，這意味著在更具競爭力的行業，貨幣政策沖擊對銀行貸款產生的影響會相對較小。此外，H統計量的系數是正的而且顯著，這說明高度的銀行業競爭會導致銀行貸款的增加。由于H統計量與貨幣政策關系的相互作用項可能會給模型帶來問題，所以我們在公式（1）排除這一項，并重新檢驗，結果見第二欄。我們可以看到，幾乎所有系數都同第一欄類似，所以這一項并沒有產生任何問題。第一欄是剔除存款與總資產比率項的估計結果，結果與標準估計基本相同。與貨幣政策的互動項的系數都是顯著的，且與表1的符號相同，其他變量的系數也仍然保持不變。第二欄是剔除資產周轉率項的結果，它也沒有發生變化。第三、第五和第六欄顯示的是去掉銀行規模、真實GDP和通貨膨脹率的各自的估計結果，這些結果都與標準估計的結果相似。在第四欄中我們剔除了存款增長率，互動項的系數也是顯著的，但是為正值?？偟膩碚f，公式（1）的結果并沒有因模型設定不同而改變。
為了研究美國數據的敏感性，我們對公式（1）進行了重新估算（銀行如果是美國的就用0表示，如果不是就用1表示）。表3的第一欄為檢驗結果。正如表3所示，結果仍保持不變。尤其是貨幣政策沖擊和銀行業競爭之間的相互作用的系數十分顯著而且為正值。換句話說，即便我們專門設定一個不包含美國銀行的樣本，我們也可以拒絕銀行競爭和貨幣政策效果之間不存在關系的零假設。為了檢驗其他區域的敏感性，我們對部分區域依次進行估計。表3中的第二欄顯示了對歐洲國家的估計結果，貨幣政策沖擊的影響同標準估計的相同。在第三欄中，我們對亞洲和大洋洲國家的模型進行估算，發現結果也同標準估計類似。這就說明，區域性樣本并不會改變結果，也就是說，銀行業競爭的狀況會對貨幣政策的傳導產生影響。
為了檢驗不同發展水平下的結果，我們將樣本分為兩類，發達國家和發展中國家。我們對發展中國家進行了估算。根據ISI新興市場（發展中國家）的定義，我們將如下國家納入該范圍：韓國、墨西哥、菲律賓、葡萄牙、南非以及土耳其，表3的第四欄顯示的是估計結果。貨幣政策沖擊的估算結果和標準估計類似，互動項系數十分顯著。即便我們考慮發展中國家的特征，銀行業競爭仍然會影響貨幣政策的傳導?？傊叨鹊你y行業競爭會對貨幣政策沖擊影響起到一定的抑制作用。
商業銀行貸款政策范文5
[關鍵詞]信貸投放；VAR模型；脈沖響應函數
[中圖分類號]F832[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）32-0024-03
1引言
商業銀行是我國金融系統的核心，同時也是國民經濟的特殊而重要的組成部分。商業銀行的信貸投放不只是對其經營業績有影響，同時也對整個金融系統，乃至經濟系統產生深遠的影響。2010年12月16日巴塞爾委員會針對2008年國際金融危機所暴露的歐美國家金融體系和金融監管的重大制度性漏洞，了第三版巴塞爾協議（Basel Ⅲ），這次改革要求單一銀行的穩健性擴展到整個金融體系以及金融體系與實體經濟的穩健性上，更加注重與實體經濟的聯系。我國銀監會和中國人民銀行也要求各商業銀行嚴格按照巴塞爾協議的規定在綜合考慮實體經濟體系、銀行自身經營能力以及所要發放貸款客戶情況等因素下，制定符合條件的信貸投放政策。在我國，宏觀信貸投放政策通常由中央銀行制定，商業銀行再根據自身發展情況和周圍環境制定符合實際的微觀信貸投放決策，然而根據新巴塞爾協議的要求，商業銀行不能再用傳統的僅分析微觀市場情況就制定信貸投放決策的方法，而應該擁有宏觀視角，通過宏觀經濟分析與微觀市場分析相結合的方法制定信貸投放決策。因此，本文通過分析宏觀經濟景氣程度、消費者對市場的信心、企業綜合經營狀況和中國對外貿易情況四個因素對商業銀行信貸投放的影響程度，從而給出商業銀行信貸投放建議。
2文獻綜述
信貸是指一種不同所有者之間的借貸行為，它是以債權人貸出貨幣，債務人到期償還本金并支付一定利息的信用活動。由于商業銀行主要的經營業務就是信貸業務，因此國內外研究學者對銀行信貸的研究非常廣泛，主要有以下幾方面的研究成果。
2.1信貸投放與經濟周期的關系
Bikker & Hu（2002）通過對OECD中的26個國家的經濟和銀行信貸數據研究，發現經濟發展與銀行信貸規模有很強的相關性，當經濟擴張時，銀行信貸規模也隨之增加；反之，經濟衰退時，信貸規模也將減少。中國工商銀行課題組（2009）分析我國經濟發展和商業銀行信貸情況，得出在我國經濟周期波動與銀行信貸是互為反饋的過程，經濟周期對銀行信貸經營在資產質量和贏利能力兩方面都有影響。
2.2信貸投放與企業、消費者等市場因素的關系
Safaei&Cameron（2003）對加拿大1956—1997年的宏觀經濟季度數據分析得出個人信貸在短期內對真實產出的解釋能力強于企業信貸，消費者具有更強的信貸約束特征。Bougheas et al（2006）對英國50萬家企業11年的財務數據分析研究，發現企業規模、風險以及債務等特征會影響企業在銀行信貸市場上的融資可得性。
2.3不同類型商業銀行信貸投放管理研究
聶廣禮和成峰（2012）以上市商業銀行信貸投放為研究對象，研究發現不同商業銀行的信貸投放對象同質性嚴重，區域分布比較集中。廖林（2012）針對西部地區特點以及西部大開發政策，分析了西部地區商業銀行信貸投放面臨的問題，并給予了建議。
在眾多文獻中，部分學者從宏觀角度出發將宏觀經濟情況與銀行信貸投放相結合分析問題，而部分學者從微觀角度出發考慮企業發展和消費者因素與銀行信貸的關系，但是并沒有從微觀市場與宏觀經濟兩個角度結合來分析一個問題，同時大多數文獻僅是定性地給出某一因素對銀行信貸有影響，但沒有說明這種影響是否存在時滯現象以及其持續時間多長等問題。因此，本文通過脈沖響應分析方法從微觀與宏觀角度全面分析商業銀行信貸投放的影響因素，并就該因素的影響時滯和持續時間給出詮釋。
3理論模型
信貸是體現一定經濟關系的不同所有者之間的借貸行為，是以償還為條件的價值運動特殊形式，是債權人貸出貨幣，債務人按期償還并支付一定利息的信用活動。商業銀行的信貸投放是指商業銀行作為債權人對個人或企業等客戶貸出貨幣，并按期收取利息和本金的行為。由于商業銀行信貸投放的對象主要是個人和工商企業，因此商業銀行的貸款業務可分為個人貸款和公司貸款。商業銀行在提供短期貸款時，通常會考慮企業的經營狀況、個人的消費行為、企業所在行業的經濟景氣度等方面。正是由于商業銀行的信貸投放會考慮到以上因素，因此本文選取全國大型銀行人民幣信貸支出作為我國商業銀行信貸投放情況的代表；選取宏觀經濟預警指標和貿易順差比作為行業經濟景氣度的代表；選取消費者滿意度指數作為個人消費者對消費市場的態度的代表；選取制造業采購經理指數作為對企業經營狀況的代表。
本文的研究方法脈沖響應分析是基于VAR模型的，其中VAR（向量自回歸）模型最早由Sims在1980年提出。這種模型采用多方程聯立的形式，它不以經濟理論為基礎，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。最一般的含有g個變量滯后k期的VAR模型表示如下：
Yt=α+Φ1Yt-1+Φ2Yt-2+…+ΦkYt-k+Ut
其中：Yt為g×1階時間序列列向量；α為g×1階常數項列向量；Φ1～Φk均為g×g階參數矩陣；Ut是g×1階隨機誤差列向量。
4商業銀行信貸投放影響因素VAR分析
4.1數據說明
本文引用中宏數據庫2010年1月至2012年12月36個樣本數據，其中DK=中資全國性大型銀行信貸支出（銀行總貸款），YJ=宏觀經濟預警指數（預警指數），XF=消費者滿意度指數，MYBL=貿易順差比去年同期增加或減少額（對外貿易差額），PMI=制造業采購經理人指數。
4.2單位根檢驗
要進行VAR分析，首先要對各序列的平穩性做單位根檢驗，以判斷是否平穩。只有平穩性序列才可能存在協整關系，進而考慮VAR分析。本文采用ADF檢驗來驗證變量是否平穩。
4.3格蘭杰因果檢驗
4.4VAR模型的構建
向量自回歸模型（Vector Autoregressive Model）簡稱VAR模型，該模型是多方程聯立回歸的變種，公式中每個變量為時間序列向量。為確定VAR模型的滯后階數，本文采用LR準則，得出lag=3時LR值為38.728，符合LR準則，因此該模型定的滯后階數為3階，所以建立VAR（3）模型。
圖1VAR（3）的AR特征多項式逆根圖
通過計算模型的AR特征多項式，發現特征多項式的根的倒數全部位于單位圓內，如圖1所示。這表明VAR（3）模型是穩定的，也就是說，當模型中的某個變量發生變化時即生成一個沖擊，會使其他變量發生變化，但是隨著時間的推移，這種影響會逐漸消失。因此可以得出這樣的結論：盡管銀行貸款規模和信貸投放的影響因素復雜多樣，但是宏觀經濟景氣程度、消費者對市場的信心、中國對外貿易情況、企業綜合經營狀況這四個變量對其的影響是穩定的。
4.5銀行信用風險影響因素的脈沖響應分析
脈沖響應函數（Impulse response function）的意思是在擾動項（innovation）上加一個標準差大小的沖擊，對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VAR模型的動態結構傳導給其他所有的內生變量。上面通過VAR（3）模型分析了各經濟變量對商業銀行信用風險的影響趨勢，為了更進一步分析各因素對銀行貸款沖擊的大小以及對信用風險的影響程度，本文進行了脈沖響應分析。
（a）宏觀經濟預警指標對銀行貸款沖擊
（b）消費者滿意度對銀行貸款沖擊
（c）對外貿易差額對銀行貸款沖擊
（d）制造業采購經理人指數對銀行貸款沖擊
圖2各因素對銀行貸款的脈沖響應分析
從圖2中可以看出：
（1）宏觀經濟預警指標對銀行貸款的沖擊最為劇烈，影響時間最長，而且在第4個月宏觀經濟變動對銀行貸款的影響最大，說明宏觀經濟變動對銀行信貸投放的影響最為嚴重，但是該影響有4個月的時滯。
（2）消費者滿意度對銀行貸款的沖擊在未來第三個月達到最大，說明消費者的消費市場態度的轉變對銀行信貸投放也有較為明顯的影響，且這種轉變作用到銀行信貸投放的時間較短，從第二個月開始就顯現，同時作用時間較長，三月影響達到最大以后逐漸減小。
（3）對外貿易差額對銀行貸款的脈沖響應相比較其他變量而言沖擊較小，對外貿易變化對銀行信貸投放的影響從第二個月開始，且波動幅度不劇烈。
（4）而制造業采購經理人指數對銀行貸款的沖擊在第二個月最為明顯，說明銀行信貸投放對企業經營狀況變化的感受最為迅速，當企業經營狀況發生變化時，銀行會在第二個月就做出反應，但是這種影響持續時間不長。
5結論
綜合以上分析可知，商業銀行信貸投放的主要影響因素包括：宏觀經濟景氣情況，市場消費者購買欲望，以及企業經營狀況，進出口貿易情況等。其中，宏觀經濟景氣程度和市場消費者購買欲望是對銀行貸款沖擊持續時間最長且脈沖響應最為劇烈的因素，雖然這兩種因素在期初對銀行信用風險作用不明顯，但會隨著時間的推移作用越來越明顯，在3或4個月后達到峰值。由于銀行信貸主體主要是企業貸款，因此工業企業經營狀況對銀行信貸投放的影響在第二個月起沖擊明顯，但是這種沖擊較為平穩，不會出現重大波動。進出口貿易變化對銀行信貸投放的沖擊通常在一個季度后才顯現出來，而且，這種沖擊不會對商業銀行信貸投放產生非常明顯的影響。從上面的分析中可以看出，銀行在進行信貸投放時不能只單純看重企業的運營狀況，更應該考慮到宏觀經濟運行前景、消費者對市場的信心以及我國對外貿易環境變化因素，這樣才能更全面地考慮信貸投放政策，從而避免過度或過緊的信貸投放對商業銀行經營造成的不利影響。
參考文獻：
商業銀行貸款政策范文6
關鍵詞：商業銀行；貸款；信用風險
銀行貸款信用風險管理主要是以投資為目的，根據客戶詳細資料，對客戶進行評估，并在整個貸款期間對客戶的信用進行監控、管理，從而盡量防范客戶出現信用風險的活動。對商業銀行而言，其貸款收益是發生在未來，在貸款過程中本身具備一定風險，如利率風險、市場風險等。在實際中，銀行為了獲取更多貸款利潤，就需要積極進行貸款信用風險控制。
一、商業銀行貸款信用風險的類型
對于商業銀行貸款信用風險，其主要包括以下幾種情況：①個人貸款信用風險，其主要包括投資貸款、汽車貸款、助學貸款、房屋貸款等類型，個體客戶的實際情況有所不同，加上其經濟收入問題，很有可能由于某些突況而出現變化，甚至有的個體會因為突況而喪失獲取經濟的能力，這就會出現還款風險，在實際中個人貸款違約率要高于企業貸款違約率。②結算信用風險，其主要是銀行在為客戶提供貿易、轉賬等結算等服務時，付款人在交易回購債券、金融衍生品時，受到損失。③信用價差風險，有的資產對于信用等級十分敏感，當信用等級下來以后，這些資產與沒有風險的資產相比較，會出現比較大的信用價差，導致資產價格逐步下降，在此過程中銀行很有可能因此遭受損失。④企業貸款信用風險，這種貸款信用風險是商業銀行最為重要的控制類型，當企業向銀行提出貸款申請時，銀行必須對申請貸款的企業進行樣的審核，同時還需要保證銀行內部的審貸崗位相互分離，全面掌握申請貸款企業的真實情況。如果銀行對申請貸款企業的相關信息不了解，就急于放款，當企業出現經營不當，或者是信用不佳等情況時，就會出現還款不及時的情況，甚至會出現不還款的行為，對銀行利益造成損害。
二、商業銀行貸款信用產生原因分析
在實際中，引起商業銀行貸款信用風險的勻速有很多，如銀行本身因素、客戶因素、市場因素等，下面對此進行詳細分析。
（一）銀行貸款定價錯誤引起風險在我國，商業銀行實施的是存款利率確定上限、貸款利率決定下限政策，而在實際中，商業銀行進行浮動貸款利率管理時，采取的方法過于簡單，并且很多銀行的商業貸款利率處于穩定狀態，這種方法對于銀行擴大資金、將資金看作是長期使用是很有幫助的，但是對于貸款這種相對短期的行為，貸款使用期限和執行利率之間不匹配，與風險收益不相互對應的貸款定價方式，導致在出現信貸風險后，難以獲取更加有效的補償，或者是資金準備不充足，這就會引起貸款信用風險。
（二）信息不對稱從當前銀行發展情況看，還存在信息不對稱的情況，其在銀行信貸市場中，主要體現在銀行和企業之間的信息不對稱，銀行在為企業放款之前，會通過各種途徑來獲取企業的盈利水平、經營能力、發展戰略等信息，但是對企業而言，其為了成功獲得銀行貸款，就會出現隱藏對自身不利信息的行為，在這種情況下，銀行與企業之間就會出現信息不對稱的現象。而信息不對稱下，一方要想獲得最大利益，就會對另一方的利益帶來損害，這就會引起貸款信用風險。對銀行來說，由于信息不對稱的存在，其難以把握貸款人今后的發展情況，為了保證自身利益，就會將款項劃撥給市場信用比較好的客戶。
（三）信用體系不完善就目前而言，我國個人財產申報制度還不完善，個人及家庭收入情況不對外公開，同時個體收入中，有很多貨幣收入及額外收入，其在向銀行申請貸款時，提供的收入證明有一部分屬于未驗證內容，銀行難以徹底把握貸款人的真實經濟收入情況。加上我國當前關于個人信用體系管理還不完善，使得銀行難以公平、客觀、理性的態度對個體信用情況進行評估，這就會對銀行貸款信用風險管理帶來影響。
（四）經濟環境及宏觀政策的影響近幾年我國資本市場發展相對比較快，在市場上企業、個體通過銀行機構獲取貸款融資的方式要遠遠超過其他融資方式，并且銀行貸款呈現逐年上升的發展態勢，而這也造成能力企業、個體在融資上過于依賴銀行。在經濟穩定下，這種模式下風險不容易顯現，但是在復雜的市場經濟環境下，影響經濟發展穩定性的因素卻不斷增加，這就會造成了銀行會大量集中經濟風險。另外，隨著信貸規模的擴大，國家難免會實施從緊宏觀政策，這也會進一步加大銀行風險，對銀行貸款信用風險管理帶來影響。
三、提高商業銀行貸款信用風險管理力度的策略
（一）創新銀行風險管理觀念風險管理觀念屬于現代化的管理思想，應該徹底融入商業銀行的整個發展環節，銀行必須對風險管理有全方位的認知，充分把握影響風險管理的要素。在實際中，企業提出貸款申請以后，銀行必須通過各種渠道，盡可能獲取企業的全面信息，減少信息不對稱引起的不良貸款風險。銀行必須對申請貸款的個體、企業還款能力、資產情況進行嚴格審查，在其信譽程度良好的基礎上，根據其經濟實力，確定其貸款額度，同時銀行還應該對貸款人抵押、質押的物品及其價值進行審查，如果遇到特殊情況，還需要安排專人進行實地考察，以此確定是否可以為申請人放款。為了實現貸款信用風險的轉移，銀行還可以加強與市場上的第三方擔保企業進行合作，當貸款人出現還款不利的情況后，由擔保企業代替其還款，從而降低銀行的損失。此外，商業銀行在進行信貸審批時，必須嚴格地按照相關程序進行，要明確審批信貸人員的職責，設計合理的貸款申請流程，完善定價體系，在信用貸款的每一個環節都要融入風險管理觀念，從而提高銀行貸款信用風險管理效果。
（二）完善風險管理流程及技術在實際中，商業銀行還應該進一步完善自身的風險管理流程，在銀行內部應該加強內部監督審計，并落實崗位職責、審核放貸分離管控、授信授權管控等是有段，打造一個系統化風險管理模式，實現風險識別、風險評估、風險決策、風險監控、風險處置等規范化的聯動體系，并將其涵蓋于整個貸款業務中。商業銀行需要結合自身的發展戰略，制定相對應的貸款信用風險管理戰略，對風險進行量化分析，并強化風險控制反饋，做到從源頭上進行風險管理。商業銀行在優化風險管理技術時，可以采取以下方法：①實施內部評級法，要將內部模型、操作風險高級計量方法等應用帶銀行貸款信用風險測量中，對申請貸款方所從事的行業風險情況進行分析、估算，并計提科學的資本，降低銀行貸款信用風險。②關于貸款信用風險，銀行可以對其進行等級劃分，并綜合判斷貸款對象的各項財務指標，如貸款形態、貸款期限、貸款方式等，判斷貸款方風險發生概率實施針對性監控。
（三）完善貸款人管理制度對商業銀行而言，需要構建完善的信息系統，并加強與其他銀行的合作、信息共享，全面調查貸款人的信用、經濟水平。銀行要制定系統規范的信用評級體系，針對不同等級的貸款人，設置不同的貸款金額上限，并在放款以后，要對貸款人的資金使用情況進行監督，在還款期限內，需要對貸款人信用水平、經濟狀況進行全面評估，并監督、引導貸款人主動還款。銀行需要在實施放款措施之前，對貸款申請企業的生產能力、財務情況、經營狀態進行全方位的調查分析，并對每筆貸款信用風險進行評估，判斷出企業違約率、違約損失率、經濟資本等，以此制定高價策略，這樣一方面可以將質量低、信譽差的企業拒絕在貸款門檻以外，另一方面也能借助高利率還彌補銀行存在的貸款信用風險。此外，在實際中，為了確保銀行內部評級工作的順利開展，銀行還應該構建更加完善的內部評級制度，銀行需要成立專門的客戶信用檔案，做好客戶信用調查、征信等活動，結合客戶信用等級進行放款。
（四）優化不良資產處置在商業銀行發展中，做好不良資產處置工作，可以在極大程度上降低貸款信用風險，彌補銀行因無法及時收回貸款本息而出現的損失情況。①加強與工商、審計、會計師事務所等其他部門之間的合作，在市場經濟下，企業的資本關系比較復雜，而市場也千變萬化，單純依靠銀行來處理不良資產是比較困難的，所以銀行需要加強與這些部門之間的合作，共同處理不良資產，以此更好的處理企業債權債務關系不清楚的情況。②采取科學的手段進行不良資產處置，商業銀行要改變以往呆賬核銷、壞賬、資金清收等處理不良貸款的手段，可以利用產品工具轉移風險、提升產品流動性、創造價值等，提升銀行的財務水平。銀行還可以借助市場中的中介機構，對自身無法管理的抵押品進行保養、維修，提高其抵押價值。而這也需要銀行在放貸時，要減少信用貸款，盡量收取抵押、質押品，這樣如果貸款人難以及時還清貸款，銀行可以處置抵押品，以此減少自身損失。
