货币政策对商业银行的影响研究

货币政策对商业银行的影响研究
李雨恒
【摘要】货币政策对商业银行产生很大的影响,本文通过搜集数据、建立模型,发现一年期贷款利率变化对商业银行的利润产生反方向的影响,存款准备金和一年期存
款利率变化对其影响并不明显.文章还对商业银行的经营提出一些建议.
【期刊名称】《吉林工程技术师范学院学报》
【年(卷),期】2013(029)003
【总页数】4页(P54-57)
【关键词】商业银行;利润;货币政策
【作者】李雨恒
【作者单位】郑州大学商学院,河南郑州450001
【正文语种】中文
【中图分类】F830.4
1998年，中国人民银行取消商业银行的贷款额度限制，开始正式采用现代意义的货币工具对经济进行调节。

十几年中，人民银行使用存款准备金率、存贷款利率、再贴现率以及公开市场业务等货币工具，以货币供应量为中介目标，采取逆风向的策略，调节社会上的流动，较好地维持了物价稳定，促进了我国经济的快速发展。

央行的各项货币政策需要以金融市场为传导中介来影响企业和居民的行为，而在金融市场中，商业银行所占比重最大。

截至2011年，金融业总资产为126.4万亿元，
其中银行业资产为113.3万亿元，占比接近90%。

所以货币政策难免会对商业银
带来各种影响。

本文主要考察货币政策对于商业银行盈利性的影响。

一、各种货币政策对商业银行的影响
商业银行的利润主要有两类:第一类是银行吸收负债进行投资所产生的利润，大部
分是从事贷款业务的收益，另外是投资于金融债券获得的价差收益、利息及分红，可以称之为利息收入;第二类是开展金融服务获得的利润，主要有中间业务、表外
业务等，称之为非利息收入。

我国商业银行的利润构成当中，利息收入占绝大部分，2011年，商业银行全年累计实现利润2.665万亿元，其中利息收入为2.15万亿元，占比为80.68%，而非利息收入仅为5 149亿元，占比为19.32%。

由此可知，货币政策对于商业银行的影响，主要是对其利息收入的影响。

(一)存贷款利率调整对商业银行的影响
存贷款利率一直是我国央行手中最重要的武器之一，它不仅影响到商业银行的盈利，还事关居民的储蓄行为、企业的融资成本以及其他金融资产的定价和收益。

存贷款利率对于商业银行利润的影响主要包括两方面。

第一是存贷款利差。

利差是净利息收入的基础，其大小直接决定了利息收入的多少。

自2006年以来，我国的利差水平不断降低，六年下降一个百分点，而在未来，随着存贷款浮动范围的不断放宽，激烈的同业揽储大战，使利差将不断缩小，而相应的利润收入增长将会减慢。

第二是利差不变，利率波动对于商业银行利润的影响。

大部分情况下，一年期存款利率的利差是稳定的，如2007年12月至2012年6月，存贷款利差一直维持在
3.06%。

利率的波动会影响储户、企业的行为，以及其他金融市场的表现，从而影响银行的利润。

例如，当央行实行紧缩的货币政策，下调存贷款利率，人们将会取出存款将资金投入到股市、债券市场，从而推动这些金融资产价格的上涨，同时贷款利率的下降使企业的融资成本降低，利润增加，分红也会提升，而一旦商业银行手中持有这些金融资产，该部分利润的增加将会抵消一部分由于贷款利率下降所带
来的利润减少。

(二)法定存款准备金率调整对商业银行的影响
存款准备金在设立之初是为了防止银行遭遇挤兑，后来开始作为一个重要的货币政策工具。

当中央银行降低存款准备金率时，金融机构可用于贷款的资金增加，社会的贷款总量和货币供应量也相应增加，其结果是社会流动、投资和消费趋于增加。

因此，法定存款准备金率与商业银行利润成反比关系。

当法定存款准备金率上调时，货币乘数的放大作用使商业银行可以拿来放贷的资金减少，从而造成利润的下降，反之亦然。

(三)公开市场业务对商业银行的影响。

中国人民银行进行公开市场业务主要包括两种，一种是央行票据的发行以及票据利率的招标，另一种是回购以及逆回购。

目前，人民银行逐渐减少使用发行央行票据这一方式，2012年央行没有发行一期央行票据，回购和逆回购独挑大梁。

央行票据主要是为了对冲外汇占款高速增长所采取的非常规手段，随着人民币接近均衡水平成为市场共识，外汇占款形势发生趋势性变化，再加上我国国债规模的不断扩大，央行票据淡出市场，正、逆回购成为央行的主要公开市场工具。

回购、逆回购是央行向以商业银行为主的一级交易商出售或者购买国债、央行票据，调节它们的可贷资金，从而调节社会上的流动性。

其对于商业银行盈利性的影响同存准金相似，当央行回购时，将手中所持有的债券卖给商业银行，使商业银行可贷资金减少，从而影响商业银行利润。

二、货币政策对商业银行影响的实证研究
(一)数据的选择
为了验证货币政策对于商业银行盈利性的全面影响，我们选择中国工商银行作为全国性银行的代表，以北京银行作为地方性城市商业银行的代表，希望通过两家银行的对比研究，能够全面发现货币政策改变对于不同规模、不同类型商业银行的影响。

我们收集并选取2005～2011年间这两家商业银行的净利润作为评定其盈利水平
的指标。

货币政策方面，我们选择一年期存款利率、一年期贷款利率、存款准备金率。

由于公开市场业务的数据较难搜集，本文不作研究，待数据充足之后再作进一步研究。

其中，存贷款利率和存款准备金在一年当中会有多次调整，因此对一年中的数据进行加权计算则更能反应货币政策调整对商业银行利润的影响，其加权公式为:
其中iq为第q次调整后的存贷款利率、存款准备金率，tq为利率及准备金率调整后实行的天数。

为了便于计算，T总天数为90。

(二)模型的建立及检验
根据以上分析，我们建立如下多元一次模型:
其中Y代表商业银行的净利润，x1代表一年期存款利率，x2代表一年期贷款利率，x3代表存款准备金率，C为常数。

1.ADF检验。

对于时间序列数据进行的计量，必须假定其有关的数据是平稳的，
否则就会出现伪回归问题，导致该预测模型无效。

伪回归是指对一个时间序列进行回归时，虽然两个数据之间并没有实质意义的联系，通常会得到一个很高的R2的值。

这里我们采用ADF检验法，对本文所用数据进行平稳性检验。

ADF检验的假设为:原假设H0∶ρ=1;备择假设H1:ρ＜l。

如果与原假设条件相符，那么该时间序列为非平稳的，如果与备择假设相符，则该时间序列为平稳的。

运用EVIEWS软件，从ADF表中查出给定显著性水平下的临界值，若检验值大于该临
界值，则接受H0，若ADF值小于该临界值，则拒绝H0。

通过EVIEWS软件对于变量进行检验，我们发现，在Level检验下，所有变量的ADF检验值均大于10%显著性水平下的临界值。

这表明这些变量的时间序列均在
10%的显著性水平下接受原假设，拒绝备择假设，即以上时间序列不平稳。

这时
我们将这些变量进行一阶差分检验，结果是，除北京银行净利润和存款准备金率的一阶差分平稳外，其他变量的一阶差分仍是非平稳的，需要进行二阶差分。

我们将以上非平稳的序列再次进行差分，经过二阶差分的检验，发现ADF检验值均小于
临界值，得出的结果是均接受备择假设，这些变量经过二阶差分后变得平稳。

2.协整检验。

在Level检验下，所有时间序列都是非平稳的。

而当时间序列非平稳时，运用传统的多元回归模型会导致伪回归，使得经济变量之间的关系出现错误的解释。

这就需要通过协整理论，发现变量之间的协整关系。

协整关系的检验和估计有许多模型，如EG两步法、Johansen检验法、自回归分布滞后模型(ARDL)方法。

检验两变量的协整关系时，我们经常选择Engle一Granger(EG)两步法，而检验
多个变量之间的协整关系常常使用Johansen极大似然检验方法(以下简称Johansen检验法)。

由于本模型研究变量有四个，故采用Johansen检验法。

我们先计算货币政策对全国性商业银行的协整检验。

Johansen检验法的原假设
H0:变量间最多存在N个协整向量，即r≤N;备择假设H1:变量间至少存在N种长
期协整关系。

在检验协整关系之前，首先应当检验最优滞后阶数。

而最优滞后阶数的确立则先要建立VAR模型，并根据赤池信息准则和施瓦茨标准两个值的大小进行判定。

运用EVIEWS建立VAR模型，分别输入不同的滞后期。

经过多次试验发现，当滞后3期时，AIC(7.949167)和施瓦茨标准(10.49782)同时达到最小，因此得到最优滞后期数是3。

之后进行Johansen检验，而Johansen检验的滞后期数要比VAR模型测定的结果减去1，即2阶。

表1为工商银行的Johansen检验的
结果，当似然值大于5%的临界值时我们拒绝原假设，从表1中我们得知由以上分析可以归纳得到工行的净利润和法定存款准备金率、一年期存贷款利率，这四个变量存在一个协整关系。

表1 工商银行Johansen检验结果的临界值协整方程的个数0.998426 178.0685
47.85613 None*特征值似然比 5%0.960299 68.35227 29.79707 At most
1*0.464973 13.50382 15.49471 At most 2 0.155411 2.871384 3.841466 At most 3
建立VAR模型，发现滞后期为3期时，AIC和施瓦茨标准分别为5.721105、
8.269758，同时达到最小，因此这时最优滞后期数也是3。

进行Johansen检验，其结果见表2，通过检验结果我们看以看出北京银行的净利润和法定存款准备金率、一年期存贷款利率，这四个变量存在一个协整关系。

表2 北京银行的Johansen检验的临界值协整方程的个数0.955897 74.06570 29.79707 None*特征值似然比 5%0.788578 24.12604 15.49471 At most
1*0.389092 9.642772 13.41456 At most 2 0.000193 0.003081 3.841466 At most 3
3.误差修正模型。

在多元回归模型当中，通常使用拟合优度T-统计量，F-统计量，R2以及DW统计量来检验和评价该模型的好坏，但是在探讨非平稳时间序列时会产生伪回归，上述统计量就无法进行检验，通过建立误差修正模型能解决该问题。

误差修正模型的基本思路是，若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着较为稳定的长期关系，而这种稳定的长期关系是由于短期的不断调整得以维持的。

首先，我们建立工商银行的误差修正模型。

估计协整回归方程，由于原序列为二阶单整，要建立误差修正模型，首先要建立一阶差分序列的协整回归方程，经Johansen协整检验，四个变量的一阶差分序列存在协整关系，其关系式为:
由该回归方程得出非均衡误差ECM:
对序列ECM进行ADF检验，发现己经是平稳序列。

第二步:用最小二乘法估计下面的方程:
运用EVIEWS软件，对上述方程用OLS法估计，结果如下:
其中，拟合优度 R2=0.777365，DW=1. 679510，F-统计量=7.681655。

括号内为个解释变量的t-统计量，可以看到法定存款准备金率r的二阶差分t统计量不显著，未通过检验，故剔除该变量，对剩余变量按照上述步骤重新做误差修正模型，结果如下:
其中，拟合优度 R2=0.806764，DW=2.192109，F-统计量=12.52503，所有统计量显著，均通过检验，不存在自相关。

接下来我们建立北京银行的误差修正模型。

具体方法同上，通过对于误差修正模型的最小二乘估计，发现存款准备金及一年期存款利率无法通过T检验，故剔除，最后得到方程:
其中 R2=0.388436，DW=1.857124，F-统计量=6.187639，所有统计量显著，均通过检验。

三、结论与意义
从上述实证分析中我们可以看出，一年期存贷款利率、存款准备金与商业银行的利润存在协整关系，利用Johansen检验和误差修正模型我们发现，一年期存贷款利率与以工商银行为代表的大型商业银行的盈利有显著联系，而存款准备金的联系不显著。

同时，一年期贷款利率与以北京银行为代表的区域性商业银行有显著联系，存款准备金、一年期存款利率与商业银行盈利性关系不显著。

综上，我们可以得出一年期贷款利率与商业银行的盈利性具有比较明显著的反向关系。

由于我国的存贷款利率并没有完全放开，未来几年中，贷款利率作为央行手中的一
项重要货币政策，仍然会经常用来调节市场中的流动性，因此其对于商业银行盈利性也会继续产生较大影响。

无论是全国性的商业银行还是地区性的中小商业银行，都需要建立一套贷款利率与利润管理的信息系统，及时、准确地反应利率变动所引起的商业银行利润的变化，方便商业银行进行预测，果断采取措施。

同时，要积极发展中间业务以及表外业务，它们很少运用商业银行自己的资金，而是依靠其他资源、服务获取收入，基本不受货币政策的影响，发展中间业务及表外业务可以避免商业银行的盈利受央行利率政策的过大影响。

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