银行利率决定与内部资金转移...自中国利率市场化改革的经验_刘明康.pdf

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1、书书书银行利率决定与内部资金转移定价* 来自中国利率市场化改革的经验刘明康黄嘉陆军内容提要: 利率市场化改革的非同步性和经济体系中的摩擦因素， 使得传统净利差分析难以准确地刻画改革进程中我国商业银行的利率决定行为。本文立足于继续深化利率市场化改革的现实背景， 构建了一个内部资金转移定价框架下的银行利率决定模型， 并基于 19962015 年中国商业银行的微观数据， 研究利率市场化对银行利率决定的影响。研究发现: ( 1) 存款利率和贷款利率是内生决定的。控制了期限结构之后， 这种内生关系依然成立。( 2) 基准利率、 市场溢价和政策溢价是影响利率决定的重要的外部因素， 它们的期限结构效应具有非

2、对称性。( 3) 利率市场化改革能够提升贷款利率在存款定价中的作用， 提高外部因素影响的有效性， 以及降低其期限结构的非对称性。基于银行异质性的分析， 我们发现中国银行体系的二元结构与影子银行业务的特殊性降低了外部因素在银行利率决定中的作用， 并在一定程度上降低了利率市场化改革的成效。基于此， 本文就培育银行的自主定价能力、 加强宏观审慎监管和继续深化利率市场化改革提出了建议。关键词: 银行利率内部资金转移定价利率市场化动态面板联立方程组*刘明康、 黄嘉( 通讯作者) 、 陆军， 中山大学岭南学院， 邮政编码: 510275， 电子信箱: liumk3 mail sysu edu cn， ye

3、llowjia126. com， lnsluj mail sysu edu cn。本文得到国家自然科学基金面上项目 “存款利率市场化与中国宏观金融风险研究” ( 项目编号: 71273287) 的资助。作者感谢匿名审稿人的宝贵建议， 但文责自负。2003 年， 党的十六届三中全会通过的 关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定 明确指出， 稳步推进利率市场化， 建立健全由市场供求决定的利率形成机制， 中央银行通过运用货币政策工具引导市场利率。2015 年 11 月， 李克强总理主持召开的国务院常务会议也指出， 要 “深化金融改革， 推进利率市场化， 加快建设适应市场需求的利率形成和调控机制”

4、 。一、引言长期以来， 利率管制的存在制约了中国商业银行自主定价的能力。目前， 利率行政管制已经完全放开， 但并不意味着利率市场化的最终完成， 改革还应向更深层次推进。利率市场化改革的内涵应包括: 其一， 放开利率管制; 其二， 最终建立市场化的利率形成与调控机制。由此， 我们很想知道现阶段利率市场化的改革给银行自主定价的能力带来了怎样的影响?在继续深化利率市场化改革过程中， 应该如何加快培育与发展商业银行的自主定价能力?在回答以上问题之前， 我们需要思考中国利率市场化改革的自身特殊性。首先， 利率市场化改革具有非同步性的特征。宋建斌和吴涛( 1997) 认为， 存贷款市场存在着市场分割的特点

5、， 这种市场分割会使得存款利率和贷款利率的形成机制存在差异。中国利率市场化的改革遵循“先贷款、后存款” 的思路， 即存款利率和贷款利率的市场化改革是非同步的。利率市场化的非同步性进一步加剧了存款市场和贷款市场的分割性。因而， 贷款利率市场化的程度较高， 而存款利率的管制程度较高， 可能会削弱其在贷款定价中的作用。其次， 利率市场化对银行定价的外部因素具有不容忽视的影响。对中国的商业银行而言， 基准利率、 市场利率和政策利率等外部因素对银行利率决定的影响尤为重要。商业银行内部资金转移4刘明康等: 银行利率决定与内部资金转移定价定价机制( funds transfer pricing， FTP)

6、为本文分析银行利率定价的外部因素提供了研究思路。FTP机制是指商业银行通过其内部资金中心与业务经营单位按照一定规则全额或部分有偿转移资金，进而根据影响银行利率决定的外部因素和自身经营导向， 制定资产与负债业务价格的定价模式。在 FTP 机制下， 基准利率、 市场利率、 政策利率与银行的资产负债业务价格存在较强的相关性， 是核定存款 FTP 价格和贷款 FTP 价格的重要锚定指标( 刘明康， 2014) 。因此， 经济体系中可能会降低市场利率传导性与政策利率引导作用的摩擦因素同样体现了利率市场化程度的高低， 能够作用于银行利率决定。现实中， 中国经济体系中存在的特殊摩擦因素包括: 一是不完全竞争

7、的同业拆借市场。中国银行间同业拆借市场是不完全竞争的， 国有大型银行拥有垄断定价权， 时常面临流动性冲击的中小银行只能被动地接受昂贵的同业拆借成本( Hachem Song， 2016) 。这种银行体系的二元结构可能会削弱市场利率对银行利率的传导性。二是具有货币创造功能的影子银行业务。中国的影子银行业务本质上具有货币创造与信用创造的功能( 孙国峰和贾君怡， 2015) ， 能够规避监管要求， 在一定程度削弱了银行利率对政策利率的敏感性( 马骏和纪敏等， 2016) 。现有文献主要从净利差的角度来研究银行利率定价， 开创性的研究是 Ho Saunders( 1981) 的做市商模型。在 Ho-

8、Saunders 的模型中， 银行被认为是信贷市场上提供流动性的中介机构， 他们将存款利率和贷款利率( 相当于询价和报价) 分别设定为存货水平和利率可变性的函数， 最优净利差受到贷款供给和存款需求的弹性、 风险厌恶程度、 贷款利率风险以及交易规模的影响。许多学者在Ho- Saunders 模型基础上进行了大量的研究， 他们发现影响净利差的因素还包括: 不同贷款业务之间的交叉弹性( Allen， 1988) 、 信用风险及其与利率风险之间的相关性( Angbazo， 1997) 、 管制所产生的不确定性( Wong， 1997) 、 营运成本( Maudo Guevara， 2004) 、 非利

9、息业务( Demirguc- Kunt Huizinga， 1999; Hanweck yu， 2005) 、 交叉销售( Valverde Fernandez， 2007) 、 银行所有制结构( Drakos， 2003; Heffeman Fu， 2010) 、 微观审慎监管要求( Demirguc- Kunt et al，2004) 、 资产规模和市场不完备因素( 周开国等， 2008) 、 经营多样化和专业化( Maudo Solis， 2009) 、 期限结构错配风险( Entrop et al， 2015; 裘翔， 2015) 。然而， 较少研究涉及利率市场化对银行利率决定的影响。

10、国外学者虽然在金融自由化的大框架下开展相关研究， 但没有深入分析利率市场化的影响。部分学者认为， 金融自由化导致银行的外部经营环境和政策环境发生变化， 导致银行利差收入减少( Sarr， 2000) 。另一部分学者则持有不同观点， 他们认为， 随着金融自由化的加深， 利差反而可能会扩大( Chirwa Mlachila， 2004; Lopez-Espinosa et al，2011) ， 或者随着利率市场化改革的推进， 净利差呈现先扩大后缩小的倒 U 型特征( 彭建刚等， 2016) 。对于中国的商业银行来说， 在利率市场化改革进程中影响净利差变化的因素包括资本充足性监管和存贷款基准利差(

11、周鸿卫等， 2008) 、 存款利率管制所带来的额外隐含利息支付( 隋聪和邢天才， 2013) 以及非利息收入( 刘莉亚等， 2014) 。上述文献从净利差的角度分析银行利率决定， 考察市场化改革对净利差以及影响净利差变化因素的作用机理， 具有一定的合理性， 但可能无法充分反映中国利率市场化改革的现实情况: 一是以净利差的形式来研究利率市场化改革的影响， 仅能反映改革对银行利率决定的净效应， 可能无法充分反映利率市场化改革对存款利率和贷款利率的非对称影响。二是忽略了利率市场化改革对银行利率决定的外部因素所产生的非对称影响， 以及银行异质性在其中所扮演的作用。为此， 本文参照 Alessandr

12、i Nelson( 2015) 关于银行部门的设定， 基于 Ho- Saunders 模型， 引入基准利率、 市场利率和政策利率， 结合利率市场化改革的非同步性、 不完全竞争的同业拆借市场和中国影子银行等现实特征， 构建了内部资金转移定价框架下的银行利率决定模型， 对存款利率和贷款利率的形成机制及其影响因素进行分离。在此基础上， 我们利用中国银行业的微观数据， 深入分析利率市场化如何影响存贷款利率之间的内生关系， 并着重分析利率市场化如何影响银行利率决52018 年第 6 期定的外部因素。与现有研究相比， 本文的贡献在于: 第一， 更为全面与细致地考察利率市场化的影响。不同于大多数文献或基于金

13、融自由化的大框架， 或着眼于利率管制， 本文从存款利率、 贷款利率、 市场利率和政策利率等多个维度着手， 构建了利率市场化指数， 系统分析利率市场化改革对银行利率决定的外部因素的非对称影响。第二， 考虑了期限结构效应。本文比较了在市场化改革进程中不同期限的基准利率、 市场利率和政策利率在银行利率定价中的差异化作用。过往的研究较少涉及期限结构， 虽然 Entrop et al ( 2015) 考虑了这一点， 但其关注的主要是再投资的期限结构。第三， 本文进一步讨论了银行异质性的影响。本文将样本银行划分为国有及全国性股份制银行和地方性银行， 从银行异质性的角度， 就中国利率市场化改革如何影响存贷款

14、利率之间的内生关系， 以及外部因素在利率决定中的非对称影响方面作了更深入的探讨。二、 理论分析框架( 一) 模型设定与求解借鉴 Alessandri Nelson( 2015) 关于银行部门的设定， 假定银行由四个部门组成， 包括贷款部门、 存款部门、 短期债务部门和资金管理部门。资金管理部门通过制定内部资金价格， 实现自身与其它业务经营单位之间资金有偿转移。具体而言， 资金在银行内部的转移机制如图 1 所示。图 1银行内部资金转移机制1. 内部转移资金价格与银行利率的内生决定期初， 贷款部门以内部贷款利率 l从资金管理部门获得贷款 L0， 并以随机贷款利率珋rl发放贷款， 其中珋rl由预期贷

15、款利率 rl和随机波动率珔Zl组成，珔Zl服从 N( 0， 2l) ， 贷款收益率的随机波动珔Zl包括信用风险珔Zc和利率风险珔Zi， 则贷款部门期末财富为 Wl= ( 1 + rl+珔Zl) L0 ( 1 + l) L0C( L0) ， 其中 C( L0)=12lL20为贷款部门的营运成本。存款部门以内部存款利率 d将存款 D0存放在资金管理部门， 并以随机存款利率珋rd吸收存款，其中珋rd由预期存款利率 rd和随机波动率珔Zd组成，珔Zd服从 N( 0， 2d) ， 存款收益率的随机波动珔Zd仅包括利率风险， 则存款部门期末财富为 Wd= ( 1 + d) D0 ( 1 + rd+珔Zd)

16、 D0 C( D0) ， 其中 C( D0)=12dD20为存款部门的营运成本。短期债务部门以内部短期借款利率 向资金管理部门借出短期资金 B0， 资金来源于银行间同业拆借资金 NI0和向央行短期借款 NP0。假定 rni为银行同业拆借利率， rnp为央行短期借款利率， 则短期债务成本由 rniNI0和 rnpNP0构成。由于银行在同业市场上同时进行资金拆出与拆入业务， 则定义短期债务部门可用的同业资金 NI0为银行在同业市场上的净头寸， 等于拆入资金减去拆出资6刘明康等: 银行利率决定与内部资金转移定价金。期末， 短期债务部门财富为 Wb= ( 1 + ) B0 ( 1 + rni) NI0

17、 ( 1 + rnp) NP0 C( B0) ， 其中短期债务部门的营运成本为 C( B0)=12( niNI20+ npNP20) ， 且 B0= NI0+ NP0。资金管理部门负责统筹银行资金的运用， 根据贷款部门的需求向其提供 L0， 同时从存款部门获得 D0， 从短期债务部门获得 B0， 其资产负债平衡式满足 L0= D0+ B0。期末， 资金管理部门的财富为 Wm= ( 1 + l) L0 ( 1 + d) D0 ( 1 + ) B0 /2( B0/L0 )2B0， 其中 B0/L0等于短期债务与贷款之比， 反映的是银行流动性水平的高低， 为短期债务与贷款之比的目标值。当 B0/L0

18、偏离 时， 资金管理部门将产生二次型的偏离成本， 即 /2( B0/L0 )2B0， 为成本调整参数。在均值 方差准则下， 求解贷款部门、 存款部门和资金管理部门的优化问题， 可以得到:rl= l+ ( 2l+ 2ic+ 2c) L0+ lL0( 1)rd= d 2dD0 dD0( 2) = rni+ niNI0( 3) = rnp+ npNP0( 4)l= B0L0+ d1 B0L()0+2B0L0()2B0L0( 5)根据式( 1) 式( 4) 可知， rl由内部贷款利率、 利率风险、 信用风险、 信用风险和利率风险之间的协方差、 营运成本、 风险态度决定。rd由内部存款利率、 利率风险、

19、 营运成本、 风险态度决定。内部短期借款利率 能够覆盖短期债务资金成本与营运成本。又由式( 5) 可知， 等于 l与 d的加权平均和， 即在 FTP 机制下 rd和 rl是相互影响、 内生决定的， 两者通过内部资金价格联结在一起。同时， 由 rni和 rnp决定， 即在制定 FTP 价格时， 银行既考虑内部资金价格、 业务风险、 营运成本、 风险厌恶程度、 财务目标等内部因素， 也会参考市场利率和政策利率等外部因素。2. 利率市场化与银行的最优存贷款利率接下来， 本文引入利率市场化非同步性， 以及不完全竞争的同业拆借市场和具有货币创造功能的影子银行等作用于市场利率传导与政策利率引导的摩擦因素，

20、 以全面考察市场化改革的影响。首先， 考虑利率管制对银行利率设定的影响。类似刘莉亚等( 2014) 的做法， 我们假定在期初未观察到存款供给和贷款需求之前， 银行事先设定存款利率 rd和贷款利率 rl。同时， 由于管制的存在， 使得 rd和 rl在一定程度上偏离其均衡水平， 即有 rd= d( ID a) ， rl= l( IL + b) 。其中， ID 和 IL分别是存款基准利率和贷款基准利率， a 和 b 分别是存款利率浮动边界和贷款利率浮动边界， d1和 l1 分别反映存款利率市场化程度和贷款利率市场化程度， d和 l越大， 利率市场化程度越低。由于利率市场化改革具有非同步性， 不妨令

21、d l， 以反映存款利率市场化改革步伐相对偏慢。在中国， 无论利率管制放开与否， 中国人民银行仍会定期公布基准利率， 银行一般根据基准利率调整 a 和 b。利率浮动边界 a 和 b 不仅直接影响利率定价， 还会作用于存款供给和贷款需求。假定新增存款和新增贷款的发生概率服从如下泊松分布: d= d dda， l= l llb， 其中 d和 l分别为新增存款和新增贷款发生概率的截距项， d和 l分别反映了新增存款和新增贷款的利率敏感程度。当 d1 和 l1 时， 银行只能在基准利率的既定浮动区间内进行定价， rd和 rl将偏离其无管制情形下的均衡水平， 存款量和贷款量也将偏离其均衡水平。当 d=1

22、 和 l=1 时， 存贷款利率可以自由浮动， 存款量和贷款量等于其均衡水平。其次， 考虑经济体系存在的摩擦因素对市场利率和政策利率的影响。一是考虑银行同业拆借市场的不完全竞争结构。一般而言， 在完全竞争的银行同业市场上， 由于银行是价格接受者， 只能在既定的 rni下开展业务。Hachem Song( 2016) 研究表明， 中国的银行间同业市场具备不完全竞争性， 处于同业市场垄断地位的银行拥有定价权。当 rni越高， 垄断的银行减少拆入资金， 增加拆出72018 年第 6 期资金， 从而净头寸 NI 是 rni的减函数， 满足NI( rni) /rni0， 且当银行在同业市场上的垄断力量越大

23、， NI( rni) /rni越小。二是考虑中国影子银行业务。无论在无影子银行的情形下， 还是在存在仅通过信用创造实现货币转移的传统影子银行业务情形下， 银行只能根据中央银行外生决定的 rnp进行短期借款。而中国影子银行业务以银行影子为主， 属于 “类贷款业务” ，本质上同时具有货币创造与信用创造的功能( 孙国峰和贾君怡， 2015) 。这种独特的影子银行业务规避了存款准备金、 资本充足率、 贷款规模限制等监管要求， 在一定程度上阻碍了政策利率的引导( 马骏和纪敏等，2016) 。当 rnp越高， 银行从央行获得资金的难度越大， 那么其更倾向于通过影子银行来获取所需资金， 从而减少央行短期借款

24、 NP。因此， 在影子银行能够影响信用货币创造的情形下， NP 是 rnp的减函数， 满足NP( rnp) /rnp0， 且影子银行规模越大， NP( rnp) /rnp越小。期末， 银行的财富等于其内部各部门的财富之和， 即:W = ( 1 + rl+珘Zl) L0 ( 1 + rd+珘Zd) D0 ( 1 + rni) NI0 ( 1 + rnp) NP02B0L0()2B0 C( L0) C( D0) C( B0)其中， C( L0)=12lL20， C( D0)=12dD20， C( B0)=12( niNI20+ npNP20) ， B0= NI0+ NP0。在均值 方差准则下， 银

25、行的目标函数可以表示为:EU = ( 1 + rl) L0 ( 1 + rd) D0 ( 1 + rni) NI0 ( 1 + rnp) NP02NI0+ NP0L0()2( NI0+ NP0) C( L0) C( D0) C( NI0) C( NP0)12 ( 2i+ 2ic+ 2c) L20 2( id+ cd) L0D0+ 2dD20当新增加交易规模为 Qd的存款业务， 存款总量增加至 D0+ Qd， 在贷款总量一定的条件下， 额外增加的存款将导致短期债务总量减少至 B0 Qd， 此时银行所获得的期望效用增量等于: EU |D0+Qd=rniNI0+ rnpNP0NI0+ NP0 ID

26、+ d()aQd C( Qd)12 2d( 2D0+ Qd) Qd 2( id+ cd) L0Qd其中， C( Qd)= d( Qd) Qd等于发生新增加存款业务时， 存款部门和短期债务部门的营运成本变化量， 加上资金管理部门偏离成本的变化量。当新增加交易规模为 Ql的贷款业务， 贷款总量增加至 L0+ Ql， 在存款总量一定的条件下， 额外增加的贷款将导致短期债务总量增加至 B0+ Ql， 此时银行所获得的期望效用增量等于:EU | Ql=IL + lb rniNI0+ rnpNP0NI0+ NP()0Ql C( Ql)12 ( 2i+ 2ic+ 2c) ( 2L0+ Ql) Ql 2( i

27、d+ cd) D0Ql其中， C( Ql)= l( Ql) Ql等于发生新增加贷款业务时， 贷款部门和短期债务部门的营运成本变化量， 加上资金管理部门偏离成本的变化量。银行通过调整利率浮动边界 a 和 b， 实现效用最大化:max a， bEU = d EU |D0+Qd+ l EU |L0+Ql8刘明康等: 银行利率决定与内部资金转移定价类贷款业务是指通过利用同业资金所开展的信贷资产双买断、 票据买入返售、 买入转售、 同业代付等金融同业业务， 或者利用自有资金通过非银行金融机构而进行的信托贷款产品( 如 TS) 、 委托贷款产品、 资产管理业务等非标准化的债权投资。根据 a 和 b 的一阶

28、条件， 最终求解得到最优存款利率 r*d和最优贷款利率 r*l分别为:r*d= 12dd12C( Qd)Qd14 2d( 2D0+ Qd) 2( id+ cd) L0+12( d+ 1) ID 12( ID rni)NI0NI0+ NP0+ ( ID rnp)NP0NI0+ NP0( 6)r*l=12ll+12C( Ql)Ql+14 ( 2i+ 2ic+ 2c) ( 2L0+ Ql) 2( id+ cd) D0+12( l+ 1) IL 12( IL rni)NI0NI0+ NP0+ ( IL rnp)NP0NI0+ NP0( 7)( 二) 模型结果分析由上述模型求解结果可知， 存款利率和贷款

29、利率是相互影响、 内生决定的， r*d和 r*l受到内部因素和外部因素的共同影响， 包括市场力量、 营运成本、 风险溢价、 市场溢价、 政策溢价、 基准利率和利率市场化程度。与 Entrop et al ( 2015) 的研究相比， 我们发现， 利率市场化程度的影响极其重要，市场溢价、 政策溢价与基准利率是影响利率定价的重要外部因素。1. 利率市场化程度。利率市场化对银行利率决定的影响体现在: 首先， 利率管制的约束。由于贷款利率市场化改革先于存款利率市场化改革， 即 d l， 这意味着利率市场化改革非同步性对存贷款利率具有非对称影响。d和 l之间的不一致程度越大， 这种非对称影响越明显。其次

30、， 经济体系中的影响市场利率传导与政策利率引导的摩擦因素。NI0( rni) /rni和NP0( rnp) /rnp越小，银行间同业市场的不完全竞争程度越高， 影子银行越发达， 利率市场化程度越低。2. 基准利率。由r*l/IL 0 和r*d/ID 0 可知， 基准利率具有直接指导作用。一方面， 基准利率 IL 和 ID 越高， 贷款利率和存款利率越高， 且 d和 l越大， 利率管制程度越大， 基准利率的直接指导作用越强。另一方面， 随着利率管制的逐渐放开， 基准利率的直接指导作用将逐渐减弱， 更多地通过市场溢价和政策溢价来间接引导存款利率和贷款利率， 但利率市场化的非同步性( 即 d l)使

31、得贷款基准利率间接影响的改善效果更为明显。3. 市场溢价。r*l/( IL rni) 取决于 NI0/( NI0+ NP0) 、 NI0( rni) /rni和 l， r*d/( ID rni) 取决于 NI0/( NI0+ NP0) 、 NI0( rni) /rni和 d。IL 和 ID 体现的是银行愿意承担的最低贷款利率和最高存款利率， 则 IL rni反映的是最低意愿贷款收益的市场溢价， ID rni反映的是最高意愿存款成本的市场溢价。一般而言， r*l/( IL rni)0 和r*d/( ID rni)0， 且r*l/( IL rni) 和r*d/( ID rni) 越小， 市场溢价的

32、影响越大。但是， 在利率未完全市场化的情形下， 市场化程度通过两个渠道削弱市场溢价的影响: 一是不完全竞争的同业市场结构。在较低的利率市场化情形下， NI( rni) /rni0， 国有及全国性股份制大型银行凭借自身的垄断力量向地方性中小银行转嫁部分贷款成本， 从而使得r*l/( IL rni) 和r*d/( IL rni) 增大， 降低了市场溢价的影响。二是存款利率市场化程度和贷款利率市场化程度。d和 l越大， rl/( IL rni) 和rd/( ID rni) 越大， 基准利率通过市场溢价而发挥的间接引导作用越弱。4. 政策溢价。rl/( IL rnp) 受到 NP0/( NI0+ NP

33、0) 、 NP0( rnp) /rnp和 l的影响， rd/( ID rnp) 受到 NP0/( NI0+ NP0) 、 NP0( rnp) /rnp和 d的影响。类似地， IL rnp是最低意愿贷款收益的政策溢价， ID rnp是最高意愿存款成本的政策溢价。一般来说， r*l/( IL rnp) 0 和r*d/( ID rnp)0， 且r*l/( IL rnp) 和r*d/( ID rnp) 越小， 政策溢价的影响越大。然而， 在利率未完全市场化的情形下， 市场化程度同样会通过两个渠道作用于政策溢价: 一是影子银行业务。由于中国影子银行业务兼具货币创造与信用创造的功能， 即NP( rnp)

34、/rnp0。而且， 地方性银行具有更强烈的动机开展影子银行业务来满足流动性需求， 从而使得r*l/( IL rnp) 和r*d/( IL rnp) 增大， 更大92018 年第 6 期程度上阻碍了政策溢价对地方性银行的影响。二是存款利率市场化程度和贷款利率市场化程度。d和 l越大， r*l/( IL rnp) 和r*d/( ID rnp) 越大， 基准利率通过政策溢价发挥的间接引导作用越弱。5. 市场力量。l/l和 d/d分别反映了银行在贷款市场和存款市场中的市场力量。由于r*l/( l/l)0， r*d/( d/d)0， 即当拥有较大的市场力量时， 银行所面对的贷款需求曲线和存款供给曲线变得

35、平缓， 贷款需求和存款供给对价格变动的敏感度减弱， 从而 rl提高， rd降低。6. 营运成本。C( Ql) /Ql和C( Qd) /Qd分别是贷款和存款的营运成本。由于r*l/( C( Ql) /Ql)0，r*d/( C( Qd) /Qd)0， 即当营运成本上升时， rl提高， rd降低。7. 风险溢价。风险溢价因素包括风险厌恶程度、 信用风险、 利率风险， 以及信用风险与利率风险之间的协方差。对于风险厌恶程度而言， 由于r*l/ 0， r*d/ 0， 即银行越厌恶风险， rl越高， rd越低。对于信用风险而言， 由于r*l/2c0， 即信用风险越大， 贷款风险补偿越高， rl随之上升。对于

36、利率风险而言， 利率风险对 rl的影响取决于 2i和 id的相对大小。由于r*l/2i0， 即贷款利率风险越大， rl越高。同时， 由于r*l/id 0， 部分贷款利率风险能够被存款利率风险对冲， 从而 rl降低。利率风险对 rd的影响同样取决于 2d和 id的相对大小。由于r*d/2d0， 即 2d越大， rd越低。同时， 由于r*d/id0， 部分存款利率风险能够被贷款利率风险对冲， 从而 rd上升。对于信用风险和利率风险之间的协方差而言， 其对 rl的影响取决于 ic和 cd的相对大小。由于r*l/cd0， 则 cd越高， 存款利率风险与贷款信用风险的相关性越大， 从而 rl下降。同时，

37、 由于r*l/ic0， 则贷款信用风险部分被自身利率风险对冲， 从而 rl上升。对于 rd而言， 信用风险与利率风险之间的相关性 cd越大， rd越高。三、实证研究设计( 一) 样本选择与数据来源本文选取 19962015 年 90 家中国商业银行的年度数据作为研究样本， 包括 5 家大型国有银行、 11 家全国性股份制商业银行、 56 家城市商业银行和 18 家地方农商银行， 剔除了政策性银行、 非银行金融机构、 外资银行以及数据缺失较严重的银行。银行数据来自于 Bankscope 数据库， 并以公开年报为补充。从总贷款和总存款来看， 样本银行占 2015 年银行业总贷款的 75. 24%，

38、 占总存款的 71. 29%， 故本文所选样本具有较好的代表性。经济增长率、 通货膨胀率、 银行间同业拆借利率和央行短期借款利率等数据来源于 Wind 数据库和中经网统计数据库。( 二) 变量选取与定义1. 贷款利率贷款利率 rl等于当期贷款利息收入除以总贷款。首先， 由当期利息总收入 贷款/生息资产，计算得到当期贷款利息收入。然后， 将当期贷款利息收入除以总贷款， 据此得到贷款利率。其中，生息资产包括贷款余额、 存放同业及其他金融机构款项、 拆出资金、 交易性金融资产、 持有到期金融资产、 可供出售的金融资产、 买入返售金融资产、 持有至到期投资及应收款项类投资。2. 存款利率存款利率 rd

39、等于当期存款利息支出除以客户存款。首先， 由当期利息总支出 存款/付息负债， 计算得到当期存款利息支出。然后， 将当期存款利息支出除以客户存款， 据此得到存款利率。其中， 付息负债包括存款、 中央银行借款、 同业及其他金融机构存放款项、 拆入资金、 卖出回购金融资产、 应付债券以及向其他金融机构借款。01刘明康等: 银行利率决定与内部资金转移定价3. 影响利率定价的解释变量本文选取了基准利率、 市场溢价、 政策溢价、 市场力量、 营运成本和风险溢价作为主要解释变量， 其中基准利率、 市场溢价、 政策溢价是根据理论模型推导得到的解释变量， 其他变量的文献来源包括 McShane Sharp( 1

40、985) 、 Maudo Guevara( 2004) 、 郭奔宇( 2005) 、 Maudo Solis( 2009) 、 刘莉亚等( 2014) 、 谢四美( 2014) 、 Entrop et al ( 2015) 。变量的定义与说明， 具体如下:基准利率。贷款基准利率 IL 选取3 个月期贷款基准利率，存款基准利率 ID 选取3 个月期存款基准利率。市场溢价。MPloan等于 IL 市场利率， MPdeposit等于 ID 市场利率， 选取 3 个月期银行间同业拆借利率作为市场利率。政策溢价。PPloan等于 IL 政策利率， PPdeposit等于 ID 政策利率， 选取 3 个月

41、期央行对金融机构贷款利率作为政策利率。市场力量。MKloan等于贷款规模/银行业总贷款， MKdeposit等于存款规模/银行业总存款。营运成本。OCloan等于营运支出/生息资产， OCdeposit等于营运支出/付息负债。风险溢价。包括: ( 1) 风险规避程度 A， 等于权益资本/总资产; ( 2) 信用风险 C， 等于贷款损失准备/总贷款; ( 3) 利率风险 I， 等于|利率敏感性比例 1 |， 其中利率敏感性比例等于利率敏感性资产/利率敏感性负债， 利率敏感性资产即为生息资产， 利率敏感性负债即为付息负债; ( 4) 信用风险和利率风险的协方差 CIC， 则根据 C 与 I 的协方

42、差计算得到。4. 利率市场化指数由于市场化改革的内涵既包括放开利率管制， 也包括提高市场利率的传导性与政策利率的引导作用， 因此本文利用时变系数因子拓展向量自回归模型( TVP- FAVA) ， 从存款利率、 贷款利率、债券市场利率、 银行同业拆借利率、 央行短期借款利率、 法定存款准备金利率、 超额存款准备金利率等多个维度， 构造利率市场化指数， 以全面反映中国利率市场化改革的渐进性与阶段性。5. 控制变量本文控制了流动性风险 L( 等于流动性资产/客户存款与短期负债) 、 非利息收入 NIIloan( 等于非利息收入/生息资产) 和 NIIdeposit( 等于非利息收入/付息负债) 、

43、隐含利息支出 IIPloan( 等于( 非利息费用 非利息收入) /生息资产) 和 IIPdeposit( 等于( 非利息费用 非利息收入) /付息负债) 、 准备金机会成本 OCloan( 等于( 现金 + 存放中央银行款项) /生息资产) 和 OCdeposit( 等于( 现金 + 存放中央银行款项) /付息负债) 等银行层面的影响因素， 以及经济增长率 GDP( 等于实际 GDP 年增长率，以2010 年价格为不变价格) 和通货膨胀率 CPI( 等于居民消费价格指数年增长率) 等宏观层面的影响因素。上述变量的文献来源包括 Ho Saunders( 1981) 、 Angbazo( 199

44、7) 、 Demirguc- Kunt Huizinga( 1999) 、 Maudo Guevara( 2004) 、 Valverde Fernandez( 2007) 、 Maudo Solis( 2009) 、 刘莉亚等( 2014) 、 Entrop et al ( 2015) 。( 三) 实证模型的设定与计量方法的选择为了刻画利率市场化改革对存款利率和贷款利率之间的内生关系及其定价因素的非对称影响， 本文采用联立方程组模型进行实证分析， 并引入被解释变量的滞后项， 得到如下动态面板联立方程组模型:rl， it= 1+ 1rl， itp+ 2rd， it+ 3ILI + 4rd， i

45、t ILI + X1it5+ ui+ itrd， it= 2+ 1rd， itp+ 2rl， it+ 3ILI + 4rl， it ILI + X2it5+ vi+ !it( 8)112018 年第 6 期中国人民银行所公布的 6 个月以内贷款基准利率适用于 3 个月期贷款基准利率。有兴趣的读者可以向作者索要利率市场化指数的具体估计步骤。其中， i =1， ， N 表示银行个体， t =1， ， T 表示观察年份， p 表示滞后阶数。被解释变量 rd， it和 rl， it为样本银行的存款利率和贷款利率， ILI 为利率市场化指数， X1it和 X2it分别包括贷款利率方程和存款利率方程的基准

46、利率、 市场溢价、 政策溢价、 它们与 ILI 的交乘项、 以及其它解释变量和控制变量， ui和 vi反映的是不同银行不随时间变化的个体异质性特征， it和!it是随机扰动项。估计式( 8) 的方法如下: 首先， 对所有变量进行去中心化处理; 接着， 构造与 ILI 的交乘项， 以尽可能避免多重共线性的影响; 然后， 利用广义矩估计法( GMM) 对联立方程组模型进行系统估计，并采用 Newey- West 稳健标准误来控制异方差和自相关。( 四) 测量误差问题与工具变量选择本文采用的贷款利率和存款利率可能存在测量误差， 一个可行的解决办法是工具变量法。具体步骤如下: 首先， 选择合适的工具变

47、量， 分别对贷款利率方程和存款利率方程进行2SLS 估计。然后， 进行异方差稳健的 Durbin- Wu- Hausman 检验， 判断所选取工具变量的有效性。在实证分析中， 需要估计的联立方程组包括: ( 1) 回归方程式( 8) 。( 2) 由于存款业务和贷款业务存在期限错配， 故本文对式( 8) 引入不同期限的基准利率、 市场溢价和政策溢价， 进一步考察期限结构的影响。( 3) 在利率市场改革进程中， 不同银行的同业市场地位和影子银行业务具有较大差异性， 故本文重新对引入 gdummy 的式( 8) 进行估计， 进一步考察银行异质性的影响。首先， 将90 家样本银行分为国有及全国性股份制

48、银行( 包括 5 家大型国有银行和 11 家全国性股份制商业银行) ， 以及地方性银行( 包括 56 家城市商业银行和 18 家地方农商银行) 。其次， 定义虚拟变量gdummy， 当样本银行属于国有及全国性股份制银行， gdummy 取 1， 否则取 0。( 4) 对于引入gdummy 的联立方程组， 更换期限大于 3 个月的基准利率、 市场溢价、 政策溢价。对于所有待估联立方程组模型， 检验结果表明本文选取的工具变量均能够较好解决可能存在的测量偏误。四、实证结果及分析( 一) 变量的描述性统计表 1 是本文主要变量的描述性统计结果，可以看出: 在样本期内银行的贷款利率和存款利率水平存在较大

49、差异; 基准利率、 市场溢价和政策溢价等外部因素， 以及市场力量、 营运成本、 风险溢价等内部因素均表现出明显差异性， 使得内外部因素对银行利率决定的影响产生较大变化。上述变化可能与利率市场化所导致中国金融体制发生的深刻变革息息相关。表 1主要变量的描述性统计变量观测值数均值中位数标准差最小值最大值rl10965. 0884. 9491. 7601. 03030. 520rd10962. 2722. 0531. 3790. 32728. 010ILI10962. 1471. 9751. 4540. 4365. 608gdummy10960. 17800. 38201MKloan10961. 4

50、880. 1134. 0390. 00232. 720OCloan10961. 2111. 1520. 4230. 2415. 367IL10965. 5975. 6000. 7674. 8609. 615MPloan10960. 9170. 9201. 65212. 92019. 92021刘明康等: 银行利率决定与内部资金转移定价限于篇幅， 没有报告工具变量有效性检验的结果， 有兴趣的读者可以向作者索要。限于篇幅， 没有报告控制变量的描述性统计， 有兴趣的读者可以向作者索要。续表 1变量观测值数均值中位数标准差最小值最大值PPloan10961. 2311. 2851. 3824. 243