银行信贷治理论文

摘要：近年来，伴随着美联储的加息进程，全球流动性呈现出与过去不同的变动趋势。本文从银行的角度出发，探讨了全球流动性变动银行信用风险承担行为的影响。通过对全球42个国家2011-2017年银行面板数据分析发现，全球流动性与银行信贷风险之间正相关，当流动性增加时，银行的信贷风险也会相应上升。今天小编给大家找来了《银行信贷治理论文(精选3篇)》，仅供参考，希望能够帮助到大家。

银行信贷治理论文 篇1：

资本监管、内部治理与银行信贷行为

【摘 要】 选取了2007—2016年我国32家银行作为样本，构建相关的计量模型，分析了资本监管、内部治理对银行信贷的影响。研究发现：资本监管中的资本充足率监管能够减弱商业银行进行信贷扩张的动机和意愿，即资本充足率越高的银行，贷款规模越小；内部治理结构对银行信贷行为也有显著的影响；资本监管和内部治理之间存在交互作用，会影响资本监管对银行信贷行为的约束作用。

【关键词】 资本监管； 内部治理； 银行信贷行为

一、引言

当前我国正在加紧实施“新巴塞尔资本协议”，同时又伴随着新资本监管协议的出台，这意味着我国商业银行资本充足率监管逐步向国际化迈进，但是随着资本监管强度的增强，资本监管对银行信贷的约束作用是否仍然显著，这值得深入研究。此外，我国商业银行的内部治理情况不容乐观，股东与管理层之间委托代理问题突出，特别是国有银行一股独大的现象严重，大股东往往侵蚀中小股东的利益，而董事会对此则表现为不作为。不健全的内部治理机制会通过影响银行的信贷水平，进而对国民经济产生消极的影响。此外，我国仍是一个对银行贷款依赖程度非常高的经济大国，高速的经济增长必须由大量的银行贷款来支撑。由此可见，在日趋严格的资本监管和存在缺陷的内部治理机制下，调整银行信贷水平势必会对国民经济产生较大的冲击。因此，在这样的现实背景下，对我国资本监管、内部治理与银行信贷行为的关系进行深入的研究具有重要的理论价值和现实意义。本文分析了外部资本监管与公司内部治理二者对银行信贷的影响、资本监管和内部治理结构对于银行信贷的交互影响、资本监管对银行信贷行为的约束作用是否受单个银行内部治理结构的影响，以期为当前我国的银行业监管和内部治理结构的完善提供政策参考。

二、研究假设

（一）资本监管与股权结构交互作用对银行信贷行为的影响

从股权结构的角度来分析，股权结构又包括股权集中度和第一大股东性质两个方面。从股权集中度出发，股权越集中，股东与经理人之间的代理问题越小，但是股权过度集中可能又会导致大股东侵蚀中小股东的利益。然而Berger et al.认为，对发展中国家公司治理研究的侧重点是讨论产权减弱代理问题①的作用，而不是讨论董事会、股票权等指标，因为不完善的法律制度不能给投资者提供有效的保护。地方政府和民营银行的股权一般比较分散，分散的股权意味着大股东的控制能力较弱，股东之间可以进行相互制衡，而且经理人必须接受双重的选拔和监督标准，所以股东与管理层之间因信息不对称而产生的代理问题会得到缓解。国有控股的银行股权则呈现高度集中的状态，这也就意味着产权人对国有银行监督的有效性较低，而且高度集中的股权会加剧股东与管理层之间的代理问题（贾新春，2007；Jia，2009），股东与管理层之间的信息不对称问题更严重。此外，股权集中度越高意味着股东对银行的控制能力越强，即使在面临相同的外部监管（资本监管）时，其风险承担水平和信贷扩张速度都会表现出不同。

从第一大股东性质来说，实施外部监管在于减少股东和管理层面临的风险，对银行的信贷扩张行为进行约束，增强整个银行业抵御风险的能力。外部监管对银行信贷的约束作用会因银行第一大股东性质的不同而呈现出差异，以资本充足率监管为例，资本充足率可以向存款人和外部投资者传递银行经营方面的信号（Myers and Majluf，1984），当资本充足率低时，存款人和外部投资者要重新估计银行的风险水平，要求提高存款利率和投资收益率，从而使得银行的融资成本增加，银行不得不减少贷款规模或调整资产组合，但是第一大股东为政府或国有资产管理公司的银行，由于存在政府隐性的担保，从而削弱了存款人和外部投资者对风险进行再估值的动机和欲望，并且“大而不倒”问题的存在，政府持续的注资行为会大大缓解银行面临的监管压力，使得资本监管对政府或国有资产管理公司控股的银行信贷行为的约束作用要小于其他类型的银行。

（二）资本监管与董事会结构交互作用对银行信贷行为的影响

首先，从董事会结构上来说，董事会规模和独立董事人数都会影响资本监管对银行信贷扩张的约束作用。董事会作为银行最高的决策机构，对各项政策的制定都有决定性的作用，因此，董事会对银行贷款政策的变化有着至关重要的作用。当银行面临外部资本监管时，为了符合最低监管标准，银行必须通过缩减贷款规模降低银行风险资产的数量，以提高银行的资本水平。此时银行董事会便会改变银行的贷款政策，但是有时董事会规模太大会限制董事会成员之间的沟通和交流，使得制定贷款决策的效率降低，并没有对资本监管做出及时的反应，从而减弱了资本监管对贷款规模的约束作用。另外，独立董事作为商业银行内部治理机制中不可或缺的部分，对银行治理结构的完善、银行风险的防范和银行绩效的改善有着不可忽视的作用。设计独立董事制度是为了减弱控制股东和管理层的内部控制行为，防止损害公司的整体利益，而且一般独立董事代表的是大多数中小股东的利益，所以独立董事在董事会制定决策的过程中发挥着重要的作用。当银行面临外部的资本监管时，为了保护中小股东和投资者的利益，独立董事会督促董事调整当前的贷款政策，以改善银行当前的资本水平，并且还会增强对管理层经营行为的监督，弱化股东、管理层和债权人等之间的矛盾，所以独立董事人数越多的银行，资本监管对银行信贷的约束作用会更小。

根据以上分析结合资本监管影响银行信贷的相关理论，发现资本监管会影响银行的信贷水平，对银行的信贷具有约束作用，基于此提出研究假设1。

H1：资本充足率监管会导致银行信贷规模的缩减，即资本充足率越高，银行的贷款规模越小，反之则反。

其次，根据前人的研究发现内部治理对银行的信贷有一定的影响，主要的影响集中在两个方面，一是股权結构对银行信贷的影响，股权结构主要包括所有权性质和股权集中度；二是董事会结构对银行信贷的影响，包括董事会规模和独立董事人数。因此，本文提出假设2—假设5。

H2：第一大股东持股的比例会影响商业银行贷款规模。

H3：第一大股东为国有股东的银行贷款规模越大。

H4：董事会规模越大，银行贷款规模越小。

H5：独立董事人数越多，银行贷款规模越小。

最后，资本监管对银行贷款的制约作用会受到其他因素的制约，而且根据前人的研究内部治理可能正是这个因素，因此，本文从内部治理的视角出发，提出了假设6。

H6：资本监管与内部治理之间的交互作用对银行信贷行为有影响，即在相同的资本监管下，内部治理结构会影响银行信贷行为对资本监管做出的反应。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

我国商业银行的资本充足率监管制度始于1994年，但真正具有划时代意义的是2004年《商业银行资本充足率管理办法》的实施，为我国商业银行的资本充足率开创了一个新的篇章。接下来，为了更好地满足商业银行的监管需求，监管当局制定了一系列新的监管措施，为我国银行业的快速发展提供了一个更健全的金融环境。另一方面，随着公司治理理论在商业银行的运用，越来越多的银行开始注重治理结构的构建和完善，将股权结构和董事会结构作为年报中一项重要的内容进行披露。因此综合各方面的因素，本文以2007—2016年我国32家商业银行作为研究对象，其中包括中农工建交5大国有商业银行，12家股份制商业银行和15家数据披露相对完整的城市商业银行。事实上，更为准确的测度应该包括所有的城市商业银行和农村商业银行，但是数据获取上存在困难，而且这32家银行的贷款总额占了整个银行业金融机构的70%，资产和负债的占比也达到了70%左右，剔除一些非银行金融机构，这三项的占比都达到了90%，所以选取的这32家银行具有较强的代表性，基本上能够代替我国银行业贷款的发展情况。其中银行相关的数据主要来源于国泰安数据库和各银行的年报，由于某些银行的数据存在缺失，所以并不能获得一个比较好的平衡面板数据。

（二）变量选取

1.被解释变量

为使研究的问题更具有全面性，本文从贷款水平和贷款增速两个方面来探讨银行的信贷，分别选取了绝对指标和相对指标来衡量银行的信贷，绝对指标为贷款规模，即每年末各银行的贷款余额总额，相对指标则是贷款规模的增长速度，即（当期贷款余额-上期贷款余额）/上期贷款余额，分别用loan和dloan表示。

2.解释变量

本文选取了以下的解释变量：

资本监管变量。一般衡量资本监管的指标主要有资本充足率、股东权益占比、超额资本（实际资本充足率与最低资本要求之间的差额）等，但是根据“巴赛尔协议”可知，银行最重要的监管指标是资本充足率，另外考虑到数据的可获得性，本文选择资本充足率作为资本监管的代理变量，用cap表示。

银行治理变量。商业银行内部治理一般包括两个方面：董事会结构和股权结构。在董事会结构上，董事会作为银行的最高决策机构，有义务监督管理层的行为，而且还必须对银行的贷款政策进行审批和核准，因此董事会结构对银行的贷款政策有重大影响，此外，董事会的独立性越高，银行CEO的薪酬绩效敏感度越高。另一方面是银行股权结构，包括股权集中度以及股东的性质都是影响银行贷款的重要因素。因此，本文从银行的董事会结构和股权结构两个方面来研究银行内部治理对信贷行为的影响。具体银行治理变量有：

（1）第一股东持股比例，用s1表示，该变量衡量了银行股权的集中度，持股比例越大意味着银行的股权越集中，大股东侵害小股东利益的动机会更强；反之，银行的股权越分散，第一大股东的控制能力相对较弱。

（2）第一大股东的性质，用stock表示，一般情况下分为国有股②、法人股和外资股，对于我国商业银行而言，第一大股东的性质大都是国有股。

（3）第二大股东持股比例，用s2表示，衡量第二大股东对第一大股东权力的分散程度，该变量值越高表明第一大股东的控制能力越弱，股权的分散程度越高，第二大股东的控制能力相对就会增强。

（4）董事会规模（董事会人数）和董事会的独立性（独立董事人数），分别用board和indir表示，一般而言，银行董事会结构两个重要的指标就是董事会的人数和独立董事的人数。

3.控制变量

影响银行信贷行为的因素很多，既有宏观层面的因素，又有微观层面的因素，本文的整个研究过程都剔除了宏观因素的影响，所以只考虑微观影响因素，即银行自身的特征变量。本文根据刘斌（2005）、Jia（2009）和曹廷求（2013）等的研究控制以下变量：资产规模（size）、存款增长率（dsave）、净资产收益率（roa）、不良贷款率（bloan）、资产负债率（alr）。

（三）模型構建

1.资本监管、内部治理对银行信贷行为的影响

借鉴刘斌（2005）、Jia（2009）和曹廷求（2013）等的研究，建立如下回归模型：

Ln loani，t=α0+α1Ln loani，t-1+α2capi，t+α3s1i，t+α4s2i，t+

α5stocki，t+α6boardi，t+α7indiri，t+α8controli，t+εi，t （1）

dloani，t=α0+α1dloani，t-1+α2capi，t+α3s1i，t+α4s2i，t+

α5stocki，t+α6boardi，t+α7indiri，t+α8controli，t+εi，t （2）

其中，i=1，…，N，表示样本中第i家银行；t=1，…，T，表示第t年。被解释变量分别为Ln loani，t和dloani，t，Ln loani，t是银行贷款总额的自然对数，dloani，t是贷款规模的增长速度，Ln loani，t-1和dloani，t-1分别表示贷款规模和贷款增长率的滞后一期，这是考虑到贷款水平和增速会受到上一期的影响。capi，t是银行的资本充足率，衡量银行的资本水平。s1i，t与s2i，t分别代表第一大股东持股比例和第二大股东持股比例。stocki，t表示第一大股东的性质，为国有股时取1，其他为0。boardi，t和indiri，t分别表示董事会规模和独立董事人数。controli，t代表控制变量，包括Ln sizei，t，t时期银行资产规模的对数；dsavei，t，t时期银行存款增长率；roai，t，t时期银行资产规模的对数；blri，t，t时期银行的不良贷款率；alri，t，t时期银行的资产负债率。εi，t为残差项。

2.资本监管与内部治理的交互作用对银行信贷行为的影响

为了研究资本监管与内部治理交互效应对银行信贷之间的影响，在方程1和方程2中分别加入交叉项capi，t×s1i，t，capi，t×s2i，t，capi，t×stocki，t，capi，t×boardi，t，capi，t×indiri，t来依次考察第一大股东持股的比例、第二大股东持股比例、第一大股东性质、董事会规模和独立董事人数对资本监管与银行信贷之间关联关系的影响，为此得到模型3和模型4。

Ln loani，t=α0+α1Ln loani，t-1+α2capi，t+α3s1i，t+α4s2i，t+

α5stocki，t+α6boardi，t+α7indiri，t+α8capi，t×govi，t+α9controli，t+εi，t （3）

dloani，t=α0+α1dloani，t-1+α2capi，t+α3s1i，t+α4s2i，t+

α5stocki，t+α6boardi，t+α7indiri，t+α8capi，t×govi，t+α9con-

troli，t+εi，t （4）

其中govi，t表示银行内部治理的各变量，交叉项的系数所表明的经济意义与模型1和模型2中所得出的资本充足率监管对银行信贷的影响有关。如果资本充足率对商业银行的信贷具有约束作用，则交叉项的系数为正，说明银行内部治理变量会减弱资本充足率对银行信贷的约束作用；反之则反。

四、实证结果分析

（一）描述性統计结果

表1为银行各变量的均值和标准差。从表中可以看出，在贷款规模上，国有银行占有明显的优势，其均值水平远高于股份制银行和城市商业银行，而且从标准差来看，国有银行的数值最小，这说明国有银行的贷款规模波动幅度没有其他两类银行大，贷款增速比较稳定。从贷款增长率来看，全样本贷款增长率的平均水平为23.94%，标准差为17.44，这说明在2007—2016年期间，银行贷款增速的波动较大，增长速度不平稳；从银行类型来看，国有银行的贷款增长率平均水平最小，城市商业银行次之，最大的为股份制银行，达到26.54%，这与各银行的贷款规模有较大的关系，因为基数一旦较大，要产生更高的增长率往往会比较困难。就资本充足水平而言，整个样本的均值为11.77%，超过资本监管的最低标准8%，说明2007—2016年银行业整体的资本水平是符合监管标准的；从衡量资本变动情况的指标标准差来看，标准差的数值为1.82，数值较小，说明银行业的资本水平总体上处于比较平稳的状态，没有出现较大的波动。在各类别银行中，城市商业银行资本充足率平均值最高，为12.44%；国有银行次之，为12.35%；股份制银行资本的平均水平为10.7%。

关于银行治理方面，在股权结构上，样本银行第一大股东持股比例和第二大股东持股比例的平均值分别为26.21%和14.39%。对于不同性质银行，第一和第二大股东持股比例的平均水平存在显著的差异，国有银行第一和第二大股东的持股水平显著高于股份制银行，而城市商业银行持股比例的平均值最低，说明在我国银行中，国有银行的股权集中度最高，城市商业银行的股权集中度较低；在董事会结构上，全体银行样本的董事会规模的平均值为14.91，独立董事人数的平均水平为4.48。在不同性质的银行中，董事会结构也表现出了较大的不同，股份制银行的董事会规模和独立董事人数的均值最高，分别为15.82和4.83，城市商业银行的董事会规模和独立董事人数的均值水平都是最低的，而这则可能与城市商业银行起步比较晚有很大的关系。

（二）资本监管、内部治理对银行信贷行为的单变量分析

为了理清资本监管和内部治理二者对银行贷款的共同影响，本文根据模型1和模型2，通过回归分析资本监管、内部治理对银行信贷的作用。根据面板数据的一般处理方法，在选择模型时，通过F检验和豪斯曼（Hausman）检验，确定本文回归所适合的模型是混合效应模型、固定效应模型还是随机效应模型。

对于模型1根据F检验的P值小于0.05，说明拒绝原假设，个体固定效应模型比混合回归模型更合适。另外，根据豪斯曼检验结果可知，P值为小于0.05，推翻假设，即模型中不存在个体随机效应，所以应建立个体固定效应模型。同理根据模型2的F检验和豪斯曼检验结果，从中可知F检验和豪斯曼检验的结果都拒绝了原假设，即模型2适合建立个体固定效应模型。

综上所述，模型1和模型2都适合建立个体固定效应模型，具体的回归结果如表2所示。从表中可知，无论是贷款规模还是贷款增长率，都会受到它们上期水平的影响。在资本监管方面，银行的资本充足率与信贷规模和贷款增长率之间都呈显著的负相关关系，即资本充足率越高，银行的贷款规模越小，贷款增长速度越缓慢，这是因为银行资本充足率越高，意味着银行可利用的资金减少，这样便会抑制银行放贷的动机，相应的贷款数量便会减少，H1得证。

在银行内部治理方面，股权结构对银行贷款规模也有着重要的影响，但是对贷款增长率这个相对指标的影响却没那么的显著，这是因为对于股东而言，他们更关注的是贷款规模而不是贷款的增长率。从表2中可以看出第一大股东持股比例与银行贷款规模有显著负相关关系，第二大股东持股比例与贷款规模有正相关关系，但是结果不显著，这可能与我国目前仍是一股独大的现实情况有很大的关系。实证得出的结果与研究假设2是一致的，即股东持股比例对银行的贷款规模会产生显著的影响。这就意味着第一大股东持股比例越高，商业银行的贷款规模越小。另外，第一大股东性质与贷款规模和贷款增长率也有一定的关系，当第一大股东为国有股时，贷款规模越大，贷款增长率越高，但是结果并不显著，研究假设3未得证。这可能是因为近年来随着我国银行业的不断改革，国有股在银行股中的占比越来越小，这意味着政府对银行的控制作用逐渐减弱，对银行信贷行为的影响也在减小。

在董事会结构上，董事会结构中的董事会规模与贷款规模和贷款增长率呈负相关关系，但是不显著，这说明董事会规模越大可能会降低银行的贷款规模，这可能与董事会规模过大使得董事会成员之间的沟通与协调更困难有关（宋增基，2007），不过此观点还有待证明，研究假设4未得证。在独立董事人数上，独立董事规模与银行贷款规模和贷款增长率呈显著的正相关关系，这一点与研究假设5是相反的。一般而言，对于银行独立董事来说，独立董事出于对存款人和中小股东利益的关注，往往会抑制银行的信贷冲动，从而降低银行的贷款规模和贷款增速。但是，鉴于独立董事制度在我国商业银行董事会中发展不太完善，独立董事的作用并没有充分发挥出来，而且独立董事并不是越多越好，过多的独立董事会降低整个董事会的专业性，会导致做出的决策并不一定是最优的。

（三）资本监管与内部治理交互作用对银行信贷行为的实证分析

1.资本监管与内部治理的交互作用对贷款规模的影响分析

从表3中可以看出，在模型中加入资本充足率与内部治理变量的交叉项后，资本监管对银行贷款规模的约束作用有了较为明显的变化，说明内部治理变量确实会增强或者削弱资本监管对银行贷款规模的约束作用。具体而言，第一大股东持股比例与资本充足率的交叉项系数显著为负，表明第一大股东持股比例的提高将强化资本充足率监管对银行贷款规模的约束作用，因为满足监管当局的资本监管要求时，控制能力强的股东从经营稳定性考虑，会减少银行贷款的规模。第二大股东持股比例与资本充足率交叉项系数显著为正，意味着第二大股东持股比例会削弱资本监管对贷款规模的约束作用，主要是因为第二大股东持股比例越高表示大股东对银行贷款的绝对控制能力下降。为满足资本监管的要求，增强自身抵御风险的能力，银行必须将资本水平保持在一个充足的水平上，但是银行这种举动会对股东的利益产生损害，因此随着第二大股东持股比例的上升，其决策能力也在随之上升，此时大股东有能力且有意愿选择高风险资产，补偿其收益损失，从而导致贷款规模的上升。第一大股东的性质与资本充足率交叉项系数为负，但不显著。可能是因为在本文所选取的银行样本中，第一大股东大都是国有股，为满足资本监管要求，国有股东往往都会给银行注资，这样就会导致资本监管对银行贷款约束作用的有效性降低，从而使得实证结果不显著。

在董事会结构方面，董事会规模与资本监管的交叉变量显著为负，会增强资本监管对银行贷款规模的约束行为。董事会作为商业银行的最高决策机构，对银行贷款政策的审批和核准负有重要的责任，为符合资本监管要求，董事会在审批和核准贷款政策时，往往会变得更加谨慎，影响信贷规模的扩张。独立董事人数与资本充足率交叉项的系数为负，但是并不显著，可能原因在于银行本身对知识的专业性和信息披露上的要求就很严，如果独立董事规模过大，而执行董事过少降低董事会决策的有效性。因为独立董事不同于执行董事，其在获取信息的能力上是有限的，从而导致其不能充分地发挥自身的作用，使得银行贷款行为对资本监管的反应不够灵敏，使得贷款规模的变动没有预期的剧烈，而且目前我国独立董事制度还不太完善，独立董事并没有充分发挥他们的职责和作用，因此独立董事并不能显著地增强资本监管对银行贷款规模的约束作用。

2.资本监管与内部治理的交互作用对贷款增速的影响分析

表4为模型4的回归结果，从中可以看出，内部治理会影响资本监管对贷款增长率的约束作用，这一点与文中的研究假设一致。与对贷款规模的影响一致，第一大股东持股比例与资本充足率的交叉项系数为负，而且在5%的水平显著，说明第一大股东持股比例会增强资本监管对贷款增长率的约束作用，即在相同的资本监管水平下，第一大股东持股比例越高的银行，资本充足率对其贷款增长率的约束作用越大，贷款增长率变化越缓慢。资本充足率与董事会规模变量的交叉项系数显著为负，与第一大股东持股比例类似，董事会规模会削弱资本监管对贷款增长率的约束作用。另外，像独立董事比例、第二大股东持股比例和第一大股东性质与资本充足率交叉项的系数都不显著，说明这些变量并没有明显削弱或增強资本监管对贷款增长率的约束作用，这可能与我国商业银行内部治理的某些方面不完善存在较大的关系。

关于不同银行治理结构的差异是否影响资本监管对银行贷款规模和贷款增长率的约束作用这个问题，通过实证分析，得到的答案是肯定的，即内部治理结构的不同会导致资本监管对银行贷款的约束作用表现出差异，研究假设6得证。一方面，股权结构上，在银行面临相同的资本监管要求时，第一大股东持股比例高的银行信贷缩减行为会更加明显，因为为了保证自己的利益，大股东往往会要求银行谨慎贷款，这从某种程度上导致了贷款规模的下降，使得资本监管对银行贷款规模和贷款增长率的约束作用增强。第二大股东持股比例则会弱化资本监管对银行贷款规模的约束能力。另一方面，董事会结构上，董事会规模越大的银行其对资本监管的反应越敏感，因为董事会规模过大，董事会的决策机制各方面都比较完善，为使资本充足率达到监管标准，董事会成员会快速通过贷款决策，缩减贷款水平，通过降低风险资产水平较高的贷款来提高资本充足率，从而导致银行信贷规模出现更大幅度的下降。同样的，独立董事人数对资本监管对银行信贷的约束也有增强的作用，但是并不显著，可能是因为过多的独立董事影响整个董事会的决策能力和效率，当董事会考虑资本监管要求而做出的政策有效性会减低，这就会导致独立董事人数并没有显著地增强资本监管对银行信贷的约束作用。

五、研究结论与政策启示

（一）研究结论

无论是贷款规模上还是贷款增长上，内部治理结构对它们都会有一定的影响。在股权结构上，股权集中度和所有权性质对银行贷款规模都具有较大的影响。第一大股东持股比例越大，银行贷款规模越小；第二大股东持股比例则与银行贷款规模呈正比。在董事会结构上，董事会规模对银行的贷款规模和增长率并没有显著的影响，但是独立董事人数会显著影响银行的贷款规模，即独立董事人数越多越大，银行贷款规模越大，因此，内部治理结构在银行贷款行为中发挥着重要的作用。资本监管与内部治理之间的交互作用会影响资本监管对银行信贷的约束作用，即不同治理结构的银行，在面临相同的资本监管时，其贷款的变化会有差异。实证研究表明，内部治理结构会影响资本监管对银行信贷行为的约束作用，即第一大股东持股比例和董事会规模会增强资本监管对银行信贷的约束作用，而第二大股东持股比例会削弱资本监管对银行信贷的约束作用。

（二）政策啟示

1.完善宏微观审慎监管措施

金融体系改革的目的在于提升银行体系的稳定性和增加银行经营行为的持续性，监管机构必须将各方的利益都考虑在内，才能更好地实施资本监管；此外，当前资本监管改革缺乏操作层面的措施，大都限制在框架性的构思中，因此为使资本监管能够具体有效实施必须对其做出更详细的研究。第一，提出与当前我国资本监管相适应的改革措施，充分发挥改革对资本监管的促进作用。第二，大力优化监管的程序，将监管资源集中到一起，最大限度地发挥监管资源的效力。第三，在当前的大环境下，我国应吸收发达国家成功的监管经验，改善现有存在缺陷的监管技术和系统，加强监管力度，实现银行业监管在质上的飞跃，为银行业的发展提供更加稳健的发展环境。

2.完善银行内部治理机制，充分发挥银行治理的作用

由于银行的股权越集中其面临的风险就越大，因此降低银行的股权集中度势在必行，而且股权集中度的降低可以避免“一股独大”或“内部人控制”等消极现象的频繁发生。此外，银行还可以通过引进境外战略投资者来优化股权结构，进一步地完善我国商业银行的内部治理结构，因为战略投资者的引入可以在银行自有资本的增加、国外先进技术和制度的输入上发挥重要的作用。就我国而言，大多数商业银行基本上都是由政府控股，而过度的国家控制会削弱我国商业银行的风险抵抗能力。因此，应降低商业银行国有股的持股比例，政府应逐步地从商业银行的经营领域中退出，让市场机制在银行经营中发挥其应有的作用。

3.实施差别化的资本监管，提升资本监管的有效性

为了有效控制银行的风险水平，促使银行进行合理的贷款扩张，监管当局应对治理结构不同的银行实行差别化的资本充足率监管，确立健全的监管触发机制，增强资本监管对银行贷款行为的约束作用，充分发挥外部监管和内部治理的监督作用，给我国银行业提供一个健康的金融发展环境。具体措施有，对于国有银行由于其资本水平本身就比较充足，而且内部治理机制也比较完善，因此可以实施较为宽松的资本监管；股份制银行的内部治理结构最完善，但是其资本充足率水平不是很高，可以实施相比于国有银行稍为严格的资本监管，以达到更好的监管效果。

4.加快转变业务发展模式，提高银行自身的盈利能力

近年来，我国商业银行的资本充足率水平都有了较大的改善，但是2010年新资本协议导致了我国银行贷款规模出现了显著的下降，这恰恰揭露了我国银行业长期以来依赖传统贷款业务的发展模式存在的弊端，银行业陷入了“信贷扩张→资本水平不足→补充资本金信贷再度扩张→资本充足水平再度不足→再度补充资本金”的怪圈，而且信贷扩张会带来不良贷款率上升的风险，进而加大资本充足率不足的压力。因此，为摆脱我国商业银行面临资本监管，信贷就必须进行大规模调整的现状，只有转变长期以来以贷款为中心的业务发展模式，积极调整业务结构，大力发展代理业务、理财业务、支付结算和直接融资等中间业务，通过业务的不断创新，实现资金运用的多样化，丰富业务收入的来源。这样既可以提高商业银行的盈利能力，又降低了贷款利息差在银行利润中的比重，打破了传统银行发展模式导致资金不足的怪圈，从而加快转变我国商业银行的业务模式，实现银行经营的顺利转型。

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作者：韩宁　魏旭辉

银行信贷治理论文 篇2：

全球流动性变动与公司治理对商业银行信贷风险承担行为的影响

摘  要：近年来，伴随着美联储的加息进程，全球流动性呈现出与过去不同的变动趋势。本文从银行的角度出发，探讨了全球流动性变动银行信用风险承担行为的影响。通过对全球42个国家2011-2017年银行面板数据分析发现，全球流动性与银行信贷风险之间正相关，当流动性增加时，银行的信贷风险也会相应上升。同时，本文还发现，公司治理结构的改善在一定程度上有利于减小流动性变动对于商业银行的影响。

关键词：信贷风险  全球流动性  公司治理

一、引言

2014年年底，美国宣布退出量化宽松计划，2015年12月16日，美联储宣布将联邦基金利率上调25个基点至0.25%至0.5%的水平，这是美联储近十年来的首次加息（谭小芬，2016）。在此轮量化宽松计划结束之前，美联储长期将利率维持在较低水平，累计通过4.5万亿美元资产的购买向市场释放了大量的流动性。与此同时，欧洲央行、英国等国也释放出退出量化宽松的信息。但进入2019年，美国、欧洲、澳大利亚、新西兰等国央行纷纷选择下调基准利率。以美国为例，美联储在8月1日将联邦基金利率下调25个基点至2%-2.25%。此外，随着全球贸易摩擦的不断加剧，预计在未来也将存在各国通过降息刺激经济的政策。

降息意味着美联储将增加流动性的释放，带来市场流动性的变动。流动性变动一直是学者们关注的话题，早期学者大多关注货币政策变动带来的流动性变动在国家层面的影响（Baks et al，1999），全球化进程的不断加深，全球金融体系的债券债务关系相互连接，一国宽松经济环境带来的流动性会通过贸易往来、银行借贷等渠道向国外传播，对其他国家产生影响（Bruno and Shin，2014， Lin and Ye，2017）。同时，跨国银行体系的不断发展、各国市场开放程度的不断提高，资金在不同国家间流动更为便利，银行系统在流动性传播过程中的作用也愈加重要（Cetorelli and Goldberg，2012）。在这种情况下，许多学者将关注的重点转向了全球范围内的流动性变动（e.g. Eugenio et al，2014）。由于美国的经济实力以及美元在国际金融体系中的显著地位，美联储货币政策的选择在美国国内和国际层面上都会产生不可忽视的影响，Bruno and Shin（2014）， Chen and Lin（2016）也通过研究证实了这种影响力的存在。因此，世界主要发达国家的流动性变动将会对包括我国在内的世界多国产生不可忽视的影响，对探讨我国所受到的影响有着十分重要的意义。

同时，在许多文献中或政策性文件中，已提出应将银行的风险管理与其公司治理结构结合考虑（Aebi et al，2012， Basel Commitment on Banking Supervision，2010 ）。许多学者通过对银行的治理结构研究，发现银行内部公司治理因素在一定程度上会对银行的风险承担行为产生影响。Leaven and Levine（2009）对银行风险行为、所有者结构、所在国制度三者关系进行了首次实证研究，曹廷求、朱博文（2012）通过中国银行业数据研究发现各银行公司治理变量影响到了银行风险对于货币政策的敏感程度，而Chen and Lin（2016）用全球43个国家的银行数据进行实证研究发现，管理者控制的银行更重视信贷风险的管理，股东控制的银行愿意以违约和低流动性的可能性来换取更多的利益。因此，将银行公司治理与风险管理结合考虑，更有利于银行进行完善的风险管理，构建风险管理体系。

结合上述两方面，本文利用全球42个国家和地区2011年-2017年银行的季度数据，通过实证的方式分析考察全球流动性冲击对于不同治理结构银行的风险承担行为的影响，本文发现：全球流动性与银行信用风险承担之间正相关，当流动性增加时，银行的信贷风险也有所上升。在公司治理方面，董事会规模在一定范围内的扩大可以减少银行的信贷风险承担，而股东独立性对于银行信贷风险没有显著影响。

二、文献综述

（一）流动性与银行信贷风险

通常认为，低利率通常意味着流动性增加，即市场处于宽松的流动性环境中。根据Borio and Zhu（2008）提出的“货币政策的风险承担渠道”，低利率所带来的流动性通过“逐利”“估值”“保险”三种机制发挥作用。1.逐利机制：充裕的资金流动性降低了银行利息收入与利息支出之间的差额，使得银行更有可能去从事高风险的活动来增加现有收益或是维持与原先相同的收益（Delis and Kouretas，2011），使银行所承担的风险增加。2.估值机制：宽松的货币政策可以提高银行的风险承担能力，即高流动性降低了银行债务融资成本，使银行放贷能力增加，从而导致银行筛选次级投资者的动机下降（Ariccia and Marquez，2006）。由于次级投资者还款的能力较低，银行在未来面临大面积违约的可能性增加，信贷风险也随之上升，这一理论也受到了数据和实证的支持。Jiménez and Ongena（2014）利用西班牙银行间市场3个月利率衡量宏观流动性状况。通过对西班牙银行的数据进行实证分析，发现，流动性与银行信贷风险之间呈正相关关系。Ioannidou and Ongena（2008）以美国联邦基金利率为流动性的代理变量，采用玻利维亚银行业的数据实证发现，当美国联邦基金利率较低时，玻利维亚银行更有可能向次级借款人或是之前有过违约纪录的借款人发放贷款。方意（2012）、江曙霞和陈玉婵（2012）等学者通过中国银行的数据也证实了“货币政策的风险承担渠道”在中国银行业的存在。3.保险机制：央行的政策目标制定降低了市场的不确定性（牛曉健，裘翔，2013），银行通常会根据现有流动性状况预计未来的流动性水平，当银行预计未来流动性也较为充足时，通常会使释放其风险预算，持有风险较高的头寸。

（二）银行公司治理

巴塞尔委员会在对银行的监管要求（2010）中提到，公众和对银行因公司治理缺陷而带来的困难十分敏感。银行的公司治理强调其公司内部股东、董事会、监事会、高级管理人员之间的权利、责任和义务配置及相互制衡。1.在对股东的研究方面，谭兴民、宋增基（2010）选取中国股份制商业银行的数据实证发现，较高的第一大股東持股比例、控制能力以及较高的股权集中度阻碍了银行绩效的提高。祝继高、饶品贵（2012）也得出了相似结论，且他们还发现第一大股东股权性质为地方政府的银行不良贷款率更高。2.关于董事会，潘敏（2006）通过理论研究表明了董事会在内部治理中的重要性。Pathan（2009）通过选取美国银行业数据实证发现，人数较少、更多反映股东利益的董事会能减少银行的风险承担。而Andres et al（2008）采用6个OECD成员国的69家商业银行数据实证发现，董事会规模与银行的风险承担呈“U”型关系，即存在一点，使得超过该点之后董事会人数的增加会对银行风险承担有不利影响。庄宇、朱静（2013）利用中国银行业数据实证发现董事会规模与银行风险承担之间没有显著关系。不同的实证结果可能是因为学者所选取的样本银行所在国监管制度不同。3.关于高级管理人员，Saunders et al（1990）认为股东控制银行将在放松管制阶段承担比管理者控制银行更大的风险。根据Kashyap et al（2008）提出的“银行的风险管理行为是银行董事会和股东权衡收益与成本的结果”，Chen and Lin（2016）将银行分为“管理者控制的银行”与“股东控制的银行”，通过实证发现，在正常收益率曲线期间，管理者控制的银行选择承担更少的流动性风险和信贷风险，而股东控制的银行则选择增加流动性风险。

三、数据选取与模型构建

借鉴Chen et al（2016）的实证分析，本文选取全球42个国家的银行在2011-2017年期间的季度数据。样本国家包括G20成员国与欧盟成员国，经济总量在全球占比达90%以上，可以较好地反应全球银行状况。

本文采用以下方法对银行数据进行筛选1.银行种类包括：商业银行、储蓄银行、合作银行、银行控股公司。2.不包括银行的附属公司。3.剔除空值，剔除存款为0与贷款为0的银行。4.对银行数据进行缩尾处理，选取1%-99%分位的数据。最终得到一个非平衡面板数据，包括全球18个国家的236家银行。

在计算货币供应量时，本文借鉴Giese and Tuxen （2007）和谭小芬（2014）的计算方法：将各国实际GDP按实际汇率转化为美元计价，再将各国实际GDP汇总得出，并计算出每个国家经济总量在样本国家GDP中所占的比重wi.t，即：

wi.t=

使用该权重wi.t计算样本期间内的加权货币供给变动，用于衡量全球流动性。

对于本文所涉及的因变量、自变量、控制变量的具体说明见表1。

本文采用的回归模型如下：

CRi，t=αi，t+λ1CRi，t-1+ λ2Governacei，t+λ3Moneyi，t-1+ λ4Countryi，t+λ5Banki，t+ei，t， t=1，2，3，…， T

其中，i和t分别表示银行i和所在的时间t;“αi，t”表示常数项;“CRi，t”表示信贷风险;“Moneyi，t-1”表示以货币供应量衡量的流动性状况; “Governacei，t”表示银行公司治理变量;“Countryi，t”表示国家层面控制变量;“Banki，t”表示银行层面控制变量;“ei，t”为残差项。

为了减少内生性问题，本文采用Arellano and Bover（1995）和Blundell and Bond（1998）提出的“系统GMM”，即广义矩估计方法对模型（1）-（2）进行估计，在回归中，“货币供给”和“信贷供给”采用原指标的对数，同时采用稳健的标准误，并对回归结果进行过度识别检验。为了减小流动性指标和宏观控制变量之间的相互影响以及考虑流动性指标自身的连续性，在回归中加入流动性指标的一阶滞后项。

四、回归结果分析

如表2所示，回归结果不存在二阶自相关且通过了过度识别检验。由第（1）列可知，当货币供应量变动与不良贷款率显著正相关，意味着当货币供应量变动增加，即处于流动性较为宽松的环境下，银行的信贷风险也会相应上升。即在流动性较为充足时，银行可能会满足更多的借款需求，其中包括不合格的借款者，在流动性紧缩时，由于融资成本加大，银行会对借款者做出更为严格的审查，信用风险有下降的可能性。此外，第（1）列中还显示控制变量“货币市场利率”与信贷风险正相关，说明当货币市场利率较高时，融资成本将会增加，借款者可能会因无法及时偿还债务而选择违约，从而使违约率上升，银行不良贷款率增加。

第（2）列在第（1）列的基础上加入了公司治理变量，可以发现，在加入公司治理变量之后，流动性指标的显著性降低，说明公司治理变量会对流动性变动环境下银行的风险承担行为产生影响。第（3）列在第（2）列的基础上加入了公司治理变量（董事会人数）与货币供给变动的交互项。由结果可知，加入交互项之后，董事会规模与信贷风险之间的关系由原先的负相关变为正相关，这可能是受到了交互项的影响。而结果显示股东独立性的高低与银行不良贷款率显著负相关，也与Chen and Lin（2016）的实证结论相同。股东独立性越大，意味着管理者对银行运作的影响越大，而管理者通常是风险厌恶者。因此，银行所承担的信贷风险也相应降低。同时，通过回归结果可以发现，交互项的回归系数与流动性的回归系数相反，这说明公司治理的改善有利于降低流动性变动对于银行的影响，有利于银行的健康持续经营。

五、结论及政策性建议

本文选取全球范围内236家银行2011-2017年的季度数据分析全球流动性变动对银行信贷风险承担行为的影响。本文发现，全球流动性与银行不良贷款率呈正相关关系，公司治理的改善在一定程度上有利于减小流动性对商业银行的影响。根据实证结果，本文提出几点建议：

（一）银行在进行风险管理时，不应只看重风险本身，应注重结合公司治理因素，考察管理者、股东的行为对公司风险承担的影响，衡量银行的潜在风险。

（二）随着全球化的不断发展，别国流动性的变动将会对我国产生不容忽视的影响，在此基础上，银行的管理者应及时跟踪世界经济局势，思考他国经济变动可能给银行带来的影响。

（三）中美两国有着较为复杂的经济联系，因此，我国企业及金融机构应谨慎对待国外流动性的传入，对我国的发展保持充分的信心，坚持健康稳定的发展速度。

（作者单位：中央财经大学金融学院）

责任编辑：张莉莉

作者：刘础润

银行信贷治理论文 篇3：

银行信贷周期对房产价格波动的影响

[摘要]从理论上讲，信贷周期与资产价格存在相互作用的机制。文章以商业地产为研究对象，分析两者之间的动态关系：首先，介绍一个简单的包含商业地产价格与银行信贷的一般均衡模型，并就两者长期和短期关系提出两个假说；然后，运用中国35个城市面板数据和系统动态面板模型对银行信贷和房价两者动态关系进行检验。结果表明：在短期内，银行信贷与商业地产价格正相关；在长期内，银行信贷与商业地产价格负相关。

[关键词]银行信贷；商业地产；动态面板

一、导言

在过去几十年间，信贷周期与房地产周期几乎是同步的，激发人们研究房地产周期与银行稳定关系的兴趣。大多数研究集中于住宅市场，对商业地产①的研究少之又少。一方面，两个子市场具有诸多不同点：比如，商业地产的价值主要取决于未来租金，对商业不动产需求更依赖于商业环境和对未来经济的信心；又如，商业地产建设周期更长、租赁期更长、融资方式不同。另一方面，商业地产与住宅市场存在密切联系。例如，人口集聚、居民收入与消费水平的提高和城市化既是住宅市场发展的重要推动力量，也是商业地产市场的重要推动力，并且社区配套商业有利于土地获取和提升住宅溢价水平等。因此，有必要细分房地产市场，比较研究各子市场特征以及它们与银行信贷之间的互动关系。

在2010年以来号称史上最严厉的新一轮调控政策中，二套房必须首付五成或六成、第三套以上住房停止贷款、同一购房家庭只能新购买一套商品住房等措施，跟以往出台的政策一样，主要针对住宅类项目的投资或投机行为，对商业地产并未做任何限制。商业地产仍然沿用多年来的信贷门槛：首付至少五成，贷款利率为基准利率的11倍，按揭年限最长为十年。在多次楼市的信贷政策调控中，商业项目均未受政策收紧的影响。例如，2010年1-12月，全国住宅销售面积比增长74%，而同期办公楼和商业营业用房的销积增速分别259%和352%，表明商业地产市场受政策影响相对较小。中央经济工作会议提出的要加大保障性安居工程政策②也只会冲击住宅市场，不会影响商业地产。因此，商业地产市场因少受政策突然转变的干扰，是检验银行信贷和资产价格动态关系的一个“纯净”的实验场。

二、商业地产价格与银行信贷模型

为检验商业地产价格的决定因素及其与银行信贷和宏观经济因素的关系，下面介绍一个简单的联立方程模型（Davis和Zhu，2010）。该模型表明，商业地产价格取决于以下两个机制：一个是外生商业周期冲击（例如，产出上下波动和利率变动）对商业地产价格的周期性影响；另一个是房地产内在特征对冲击的放大作用，造成房地产市场过度反应（overshooting）并产生持续的内生性周期。这两种房价周期在特定时期内可以共存，孰轻孰重因不同地区、不同行业而异。由于该模型汲取现有模型的思想（Allen和Gale，2000；Bernanke et al，1994；Kiyotaki和Moore，1997；Aoki et al，2004），因此，该模型不仅可用于解释商业地产市场，也可用于解释广义上的房地产市场。

对商业地产需求方程，我们假设：第一，经济体中有N个潜在的投资者，所有投资者除了具有不同的价格预期，其他方面是同质的。不同的价格预测用于反映信息不对称现象。价格预期服从积累分布函数F（p），p为商业地产价格。第二，银行业是许多房地产购买者最重要的融资渠道。当投资者对未来房价预期乐观时，也即预测F（p）大于p时，会向银行贷款（L）投资商业地产。银行贷款数量增加将增加投资人要素禀赋（Yt，以真实GDP或者人均可支配收入表示）和商业地产价格，并降低了利率（it）。银行贷款数量也取决于银行贷款态度（Lt）。第三，对商业地产供给方程，假设在短期内供给数量固定，但是会逐渐对变化的商业环境做出调整。具体而言，当实际房价超过重置成本时（相当于Tobin’s Q>1），建筑商会向银行融资开工建新房，由于建设周期长，新房竣工需要一定年限。为简便起见，模型中，新房开工到交付使用只有一期时滞。第四，也即一个关键的假设是，银行放贷决策具有路径依赖，对房地产投资者和开发商的放款数量取决于当期房价水平，而不是像理性预期理论所认为的那样，取决于未来房价的无偏预期。这个假设反映了信贷市场的不完美以及非理性的市场行为。

在式（1）中，我们根据经验结果设定商业地产价格对银行信贷有正向影响。更高价格意味着更低的违约率，因此，银行愿意新增商业地产贷款。金融加速器机制表明，随着商业地产作为抵押物价值增加，银行向其他部门贷款也会增加。

假说2（BC对CPP）：短期内银行信贷对商业地产有正向影响，长期内则有负向影响。

模型预测银行信贷对商业地产价格有两种相互抵销的影响。式（1）表明，如果银行发放更多贷款用以购买商业地产，将刺激市场需求，助推价格上涨；式（2）和式（3）表明，如果银行发放的对象是开发商，用于新房建设（B），房价则可能因为供给增加最终向下调整。由于供给时滞，通常后者效应（负向）发生作用比前者（正向）时间更长。虽然在每一期要把用于消费购买的信贷（L）和用于新房开工建设的信贷（B）区别开来很困难，但是我们仍然认为银行信贷对商业地产价格在短期内有正向需求效应，在长期内有负向供给效应的假说是合理的。

三、实证分析

1数据与变量选择。

笔者对商业地产价格的决定因素以及它与银行信贷相互关系进行了实证检验。在实证中包括35个大中城市，为避免次贷危机后采取的“限贷、限购”等行政性措施对房地产市场影响，因此，样本期确定为2003-2009年。所有数据来自CEIC数据库，一些城市缺少2009年银行信贷数据，根据2009年各市国民经济和社会发展统计公报补齐。

根据模型（5）和模型（6）分析，我们实证工作主要包括5个关键变量：真实商业地产价格（办公楼和商业营业用楼）、真实银行信贷、真实GDP、真实短期利率和真实房地产投资（包括办公楼开发投资和商业营业用楼开发投资）以及银行贷款态度（cred）。办公楼价格（offp）等于办公楼销售额除以销售面积，商业营业用楼价格（comp）等于商业营业用楼销售额除以销售面积。办公楼开发投资和商业营业用楼开发投资分别用offinvt和cominvt表示。真实短期利率（r）等于一年期名义存款利率平减CPI同比增长率。除了真实短期利率（r）和银行贷款态度（cred），其余变量通过除以各市CPI指数变换为真实变量，其中，各市CPI指数是以2000年为100的定基指数。

理想的信贷变量应该是发放给开发商的开发贷款和发放给投资者的商业地产抵押贷款，由于没有相应统计数据，只能以各市银行信贷总量代替，这是一个统计口径更宽的指标，不过经验表明，银行信贷总量与住房开发贷款和按揭贷款高度相关全国信贷总量与房地产开发贷款以及住房按揭贷款的相关系数分别为088和084，均在1%统计水平上显著。，笔者认为这种做法不会根本地影响本文的结论。尽管时间序列时间比较短，但是由35个城市组成的面板数据可以弥补这一缺陷。从计量经济学角度看，面板数据回归模型有着更多的数据、更多数据变动性、变量间更少共线性、更多自由度，因此，估计也更有效（Baltagi， 2005）。

2面板单位根检验。

为避免出现伪回归，需对数据进行平稳性检验。面板单位根检验分同质面板的单位根检验和异质面板的单位根检验两种。自Levin和Lin（1992，1993）以及Quah（1994）的开创性研究以来，有关面板单位根检验的相关文献大量涌现。同质面板的单位根检验方法主要有Breitung检验（Breitung，2000）、LLC 检验（Levin、Lin 和 Chu，2002）；异质面板的单位根检验方法主要有IPS 检验（Im、Pesaran和Shin，1997、2003）、Fisher-ADF 检验 （Maddala 和Wu，1999）和 ADF-Choi 检验（Choi，2001）。由于异质面板的单位根检验放松了不同面板单位时间序列具有相同一阶自回归系数的约束条件，允许一些面板个体具有单位根过程，与第一类相比更接近客观现实，也更有效。在异质面板的单位根检验中，LPS要求面板数据为平衡数据，Fisher-ADF和Fisher-PP检验不要求面板数据为平衡数据。为了保证结果的稳健性和可靠性，本文采用LLC 检验、Fisher-ADF 检验、Fisher-FF检验和IPS检验等四种方法，分别对各变量水平值和一阶差分进行面板单位根检验，结果列于表1和表2。对绝大多数面板变量水平值的检验结果均无法拒绝存在单位根的原假设，但其一阶差分都在 1%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设，说明各时间序列变量均为I（1）过程。另外，银行贷款态度（cred）为时间序列数据，由于时间太短，没有进行时间序列的单位根检验。

在具体回归中，商业地产价格分为办公楼价格（offp）和商业营业用楼（comp）两类。银行贷款态度以银行家信心指数作为代理变量，原始数据来自中国人民银行官方网站，为2004年到2009年季度数据。为充分利用信息并增加自由度，我们以2004年第一季度数据作为2003年度数据，2004-2009年度数据取当年季度算术平均数而得到。商业地产价格为产出（gdp）、银行信贷（cred）、真实利率（r）、商业地产投资（invt）和滞后一期商业地产价格（cpp）（t-1）的函数。表3是式（8）和式（9）具体回归结果：模型1与模型2的因变量是办公楼价格（offp）和商业营业用楼价格（comp），用于检验银行信贷对商业地产的短期和长期影响；模型3和模型4因变量是银行信贷，分别对办公楼价格（offp）和商业营业用楼价格（comp）回归，检验商业地产对银行信贷的影响。

所有模型估计方法为EGLSPanel EGLS 为估计方法处理截面异方差和同期相关的最小二乘估计方法，固定或随机为模型形式。（截面加权的广义最小二乘法），选取固定效应和横截面权重（cross-section weights）以反映样本间异方差。固定效应假设的F值检验表明具有不同的截距项，因此，估计方法的选择是合理的。系数误差经过white异方差修正，具有一致性。DW检验表明不存在序列相关性。方程大多数变量系数符合第二节理论模型，商业地产价格和银行信贷一阶滞后系数在5%水平上显著为负一阶滞后系数显著为负符合误差纠正模型（ECM）反向调整，向均衡水平回归的原理。及表了中最后一行KAO协整检验，均表明变量间存在长期均衡关系，同时也说明模型设定合理。

基于研究目的，我们主要关注银行信贷与商业地产价格系数。在商业地产价格模型（1）和模型（2）中，滞后一阶银行信贷（cred）（-1）系数为正，但是均不显著，而一阶差分（Δcred）系数为正，并且至少在5%水平上统计显著，两个结果结合一起意味着：短期内银行信贷与商业地产价格呈正相关，长期内银行信贷对商业地产价格影响不显著。这个结论与上文叙述的假说2不相符，与前面所提到的Davis和Zhu（2010）结论也不一样。Davis和Zhu（2010）的结论是：对所有样本国家（银行主导型和市场主导型），短期关系为正，长期关系为负；对经历银行危机的国家，短期关系为正，长期关系也为正。长期内，银行信贷并不影响商业地产价格的原因有待进一步深入研究，一个相对容易的解释是，由于中国金融抑制现象普遍存在，信贷门槛高，房价上涨的抵押物效应不明显。另外，在模型（3）和模型（4）中，商业地产价格一阶滞后项（offp）（-1）和（comp）（-1）与差分项（Δoffp和Δcomp）系数均不显著，便是初步的证据。同样，也可以从表3所有模型中，真实利率水平（r）（-1）和利率变动（Δr）均与商业地产价格呈正相关关系得到证实。

Davis和Zhu（2010）对利率与商业地产价格正相关的解释是，由于金融自由化导致真实利率水平提高，从而出现高利率高房价并存现象。从2003年以来，一方面，中国逐步放开银行按揭贷款市场，从原来严格的利率管制，过渡到“存款利率管上限、贷款利率管下限”，说明利率市场化程度逐步提高；另一方面，住房市场由于商品化改革，处于快速上升阶段，出现了高利率高房价并存现象。现实中，我们也观察到中国金融二元格局明显，金融抑制还普遍存在，信贷资金的利率弹性缺乏。对于房地产开发商而言，由于其投资回报率远远高于贷款利率和其他行业平均利润水平，更重要的是，信贷资金是否可获得，而不是资金的成本，也导致房地产业缺乏利率弹性，导致出现利率与房价正相关的异象。动辄融资成本超过10%的信托资金在2010年得到开发商的广泛使用即是明证。当然，这只是笔者对这一结论的不成熟看法，不一定完全正确。

在表3中，产出系数（gdp）（-1）和（Δgdp）均为正，绝大部分在10%水平以上显著（模型1和模型2例外），表明经济增长前景和良好商业环境对商业地产价格和银行信贷具有促进作用。办公楼投资变动对价格有显著负面影响，而商业营业用楼投资对其价格影响不显著。值得一提的是，银行贷款态度（cred）系数与商业地产价格呈显著负相关关系，表明银行家对商业地产价格趋势出现了集体失误。当然，这也可能与我们变量选取以及数据质量有关。

四、主要结论与建议

通过上述分析，可以有以下主要结论：

1基于一般均衡模型，我们得到两个假说：一是短期内银行信贷与商业地产价格正相关；二是长期内银行信贷与商业地产价格负相关。内在的逻辑是，银行信贷是商业地产价格的增函数，高房价导致银行信贷扩张，银行信贷扩张导致房地产投资过剩，由于供给时滞，短期内房价继续上涨，长期内房源供给增加将带来房地产价格下调压力。

2实证表明：一是短期内银行信贷与商业地产价格呈正相关关系，长期内银行信贷对商业地产价格影响不显著；二是并没有存在从商业地产价格到银行信贷的任何显著关系，这与许多现有许多实证结果不一样；三是经济增长前景和良好商业环境对商业地产价格和银行信贷具有促进作用。

如果从商业地产引申到一般房地产市场，我们可做如下推论：房价是借助对银行信贷、金融体系稳定的作用间接地影响实体经济。美国次贷危机表明，纯粹投机引起的资产价格波动并不会严重影响金融和宏观经济稳定，只有信贷驱动资产价格泡沫才是引爆金融危机的导火索。基于宏观审慎的视角，中央银行及有关部门需要特别关注资产价格暴涨后面的信贷因素，包括杠杆比率异常变化、信贷激增、居民负债率大幅上升等。对货币政策而言，重要的不是货币数量、币值或物价稳定，而是信用扩张、虚拟经济扩张的合理界限、资产价格波动的潜在风险和整个金融体系的稳定。仅靠利率工具保持物价稳定是不够的，中央银行需要增加宏观审慎的工具（如按揭比率）来维持金融与经济稳定。从某种意义上说，银行信贷既是推动资产泡沫的主要动因，又是治理资产价格波动的有效方法。

[责任编辑孙广耀]

作者：倪风华