利率市场化对商业银行存贷款利差的影响研究——基于价格型与数量

顾海峰，朱莉莉（东华大学旭日工商管理学院，上海 200051）摘 要：将利率市场化引入做市商模型，分析银行存贷款利差的主要影响因素，并选取2006 — 2016中国 银行业年度数据对利率市场化对银行存贷款利差的影响进行实证分析％结果显示:利率市场化与银行存贷 款利差之间呈现倒U型关系，当利率市场化指数达到5& 07的临界值时，银行存贷款利差将达到最大值

10. 61% ;利率市场化对银行存贷款利差的影响存在异质性特征，其对股份制银行、国有银行与城商行的影响

力度依次递减；货币对利率市场化存在反向抑制效应，这是由货币逆周期功能所决定的，相对

于数量型货币，价格型货币的长期影响力度提高了 1.508倍，短期影响力度提高了 1.605倍；价格 型货币对国有银行、城商行与股份制银行的影响力度依次递减，数量型货币对股份制银行、国有银 行与城商行的影响力度依次递减%关键词：利率市场化；商业银行；存贷款利差；货币环境；做市商模型中图分类号：F830.33 文献标识码：A

文章编号= 1003-7217（2019）06-0024-08—、弓I 言量存款资源的高效管理及运作，可以提升银行利差

收益。但是，一旦银行的边际收益无法达到对存款 资源的获取成本，则会导致银行利差收益的下降$

在利率管制环境下，银行存贷款业务必须遵循

以央行规定的存贷款基准利率为基础的有限浮动 制，央行规定的存贷款基准利率存在较大差异，从而 给银行带来较为稳定的存贷款利差收益。但是，在

从而存款利率市场化同样引发银行利差收益的不确 定性$可见,利率市场化对银行存贷款利差具有“双刃 剑”作用,“双刃剑”效应加大了利率市场化对银行存

利率市场化环境下，央行完全取消了存贷款利率管 制，银行在一定程上获得了存贷款利率的自主定价 权$中国银行业处于分业经营状态，存贷款利差是 银行的主要收益来源$在利率市场化环境下，银行

贷款利差影响的复杂性，从而导致银行存贷款利差 存在较大不确定性$此外，考虑到货币环境通 过货币供给渠道与利率渠道会对银行存贷款利差产 生影响，且价格型货币与数量型货币对银 行存贷款利差的影响存在较大差异，因此，将货币政 策环境、利率市场化与银行存贷款利率纳入统一分

出于自身利益最大化动机，利用其拥有的贷款利率 自主定价权来提高贷款利率，从而提升银行利差收 益水平$由于信贷市场普遍存在着银企信息不对

称，从而引发逆向选择与道德风险会导致银行预期 收益与贷款利率之间并非呈现单方递增，若银行大 幅提高贷款利率，则大量优质企业因不愿承担高企

析框架，可以更为准确并深入地揭示利率市场化对 银行存贷款利率的影响规律$已有文献主要集中于利差影响因素与利率市场 化测度两大层面［1 —19 :很少有文献将利率市场化引

的融资成本而退出信贷市场，从而增大银行贷款风 险$可见，贷款利率市场化促使银行利差收益存在

入做市商模型，从理论上探讨对银行存贷款利差的 影响问题$此外，现有文献尚未涉及将货币环 境、利率市场化与银行存贷款利率纳入统一分析框

一定的不确定性$此外，银行业的存款业务存在高 度竞争，利率市场化环境会促使银行大幅提高存款

利率来吸引个人或企业的存款资源，银行通过对大 架，考察不同货币环境下的影响规律$为此，本

\"收稿日期：2019-04-12*修回日期：2019-07-12基金项目：国家社会科学基金一般项目（13BGL041）作者简介：顾海峰（1972—）,男，江苏苏州人，金融学博士后，东华大学旭日工商管理学院教授，博士生导师，研究方向：银行信贷与风

险管理$2019年第6期(总第222期)顾海峰，朱莉莉：利率市场化对商业银行存贷款利差的影响研究25文在已有研究基础上将利率市场化引入做市商模

达式为：型，分析银行存贷款利差的主要影响因素，并选取

2006 — 2016年中国银行业年度数据对利率市场化

Wt = (17-n 7 Zn )N。7 (17 rp 7 Zp )M。对银行存贷款利差的影响进行实证分析，以期为中

国银行业科学设定存贷款利差水平，防范银行业的

系统性风险，提供理论指导与决策参考$4)

将式(3)代入式(4)，即可得到银行期末价值为: Wt = W0(17-w )7N0Zn7M0Zm (5)以E(Wt )表示银行的预期期末价值，对 E(Wt)在丙领域内进行泰勒级数展开，得到商业 二、理论分析(一) 银行期初价值将利率市场化引入做市商模型(H-S模型)以分 析银行存贷款利差的主要影响因素$以ri r 分别表示银行存、贷款利率，以Ri、

Rl分别表示银行设定的存、贷款基准利率$为

反映利率市场化程度，以mi mo分别表示银行 设定的银行存、贷款利率的最大浮动阀值，以ni、no 分别表示银行存、贷款利率的实际浮动值与最大浮

动阀值之间的差额，则银行存、贷款利率的实际浮动 值分别为mi — ni与mo — no $于是，银行存、贷款 利率分别为 ri = Ri 7 mi —ni 与-l = Rl 7 mo —

&l $依据存贷款利率表达式，得到银行存贷款利 差为：S = ro — ri = (Ro 7 mo — no )一(Ri 7mi — ni )

(1)银行期初价值定义为期初的资产与负债的差额 部分$其中：银行期初负债主要表现为存款类负债，

以io表示银行期初存款规模;期初资产主要表现为 贷款类资产与货币市场头寸，以O0与P。分别表示

银行期初贷款规模与货币市场头寸规模$同时，以

M是， 表示银行期初净信贷量得到银行期初价值为,，即:M = O0 —i0 $于

= O0 — io 7 Mo = N0 7 Mo

(2)(二) 未发生存贷时的银行期末价值以rp表示货币市场头寸的预期收益率，-n表 示净信贷量的预期收益率；Zn、Zo和Vm分别表示

影响商业银行净信贷量、贷款规模与货币头寸收益 率的随机因素，且各随机因素的期望值均为零$于 是,得到银行期初净信贷量的收益率为-n = ro 0N0— rii0 $此外，以r表示银行初始价值的平均收N 0益率,依据式(2)即可得到：同时，以Ut表示银行的期末价值，则Ut的表

银行的预期期末价值逼近于EU(Wt ):EU(Wt) = E[U(W) 7U'(W) (Wt — W) 7U /)(U — W)2] = U(W) 7U2W)(

N0(N7M0M7 2N0Mcnm )

(6)发生存贷时的银行期末价值(三)假设X为银行期初至期末发生的资金交易数 量，其中，Q = i表示银行期初至期末发生的存款 资金数量，Q = O表示银行期初至期末发生的贷款

资金数量$当银行发生存贷款业务时，则银行的存、

贷款期末价值分别为：Wt (Q = i) = (17-n+Zn N 7(1 7 rp 7 Zp)M0 — (1 7 -i)Q 7(1 7rp 7Zp)Q = W0(17-p)7ZnN0 7 ZpM。7 (rp — -i 7 Zp)Q

(7)Wt (Q = O) = (17-n+ZnN 7(1 7 -p 7 Zp)M0 7 (1 7 -o 7 Zo)Q —(1 7 -p 7 Zp)Q = W0(1+rp) +ZnN0 7 ZpM° 7 (-o — -p 7 Zo — Zp)Q8)

对式(7)(8)进行泰勒级数展开，分别得到银行 存贷款的预期期末逼近值：EU (Wt Q = i) = U(W) 7U (W)(rp — ri )Q7U-(W)L(rp — ri )Q7(N° — Q)2oN 7 (Q 7 Mo)2Op 7 2N0 (Q 7Mo)0NM &(9 )EU (Wt 1Q =二 O)=U(W) 7U (W)(rl

rp )Q7U/(W)[(ro-M )Q7(No 7 Q)2oN 7 (Q — Mo)2op 72 !!p0 —No — Q)Q7 NoMo)np&(10)银行存贷款利差的影响因素(四)参考 Ho 和 Saundos(1981)[1&与 Maudos 和 So-

1is(2009)6&的设定条件，假定银行存贷款资金交易

发生的概率是的，且均满足泊松分布，对此，银

行存贷款发生概率分别满足+(&d) = !i — \"ini，

26财经理论与实践(双月刊)2019 年第6 期+(nL ) = aL — \"l&l ,其中！＞ 0 ! i = L 或 D )。 则银行最大期望效用的函数表达式为：MaxEU(AWT) = Max1(nD)LEU(WT | Q =行存贷款利差$同时,货币供应量将对货币的资金 价格产生影响，存贷款利差理论上也是货币的资金 价格，因此，货币环境将对银行利差产生影响$

D)—EU(Wt)&7 + &l)LEU(Wt IQ = L) —

在货币环境方面，分别选取货币供应量与基准 利率作为数量型与价格型货币的替代变量，其 中，货币供应量以M2的增长率指标来反映，基准利

EU(Wt )]} (11)以S表示银行最优利差，并分别对&d和&l进

行一阶导数运算，且设定一阶导函数等于零，即可求 解出银行最优利差水平S的表达式为：率以一年期存款基准利率指标来反映$(二) 数据选取与预处理S = Rl — Rd 7 mL — mD 7 aL — aD —1. 数据选取$选取25家商业银行作为样本，将

2 — 7 —2 — 7 \"L — \"D —

4%Q 7 2N0 )N 7 (Q — 2M0)oM 7

(2M0 —Q — N0)onm &

(12)其中,R = U为风险规避系数$由式(12)可知，银行存贷款利差的影响因素包

括：银行设定的利率最大浮动范围m，反映利 率市场化程度;方差oN，反映信用风险程度;银行信 贷交易规模Q ;系数比! (i = L或D )，反映信贷

市场垄断程度；风险规避系数R ；方差oM，反映利 率风险;协方差ONM，反映信用风险与利率风险的交

互特征$三、实证分析(一)变量选取与定义1. 被解释变量$选取银行存贷款利差作为模型

的被解释变量$商业银行经营管理中通常采用净利 差(NIS)与净息差(NIM)两个指标来衡量银行利

差水平，以往文献多数采用净息差(NIM)，对此，本 文也采用NIM来测度银行存贷款利差水平$2. 解释变量$借鉴陶雄华和陈明珏(2013)™

的研究，通过对实际利率、利率决定方式、利率浮动 范围与幅度三个方面进行主观赋权，以此来计算利

率市场化指数$3. 控制变量。银行存贷款利差不仅会受银行微

观特征的影响，还会受货币环境的影响$考虑 到银行存贷款利差与信贷交易规模存在较大关联，

且信贷交易规模与银行潜在风险损失之间关联较

大，因此，在银行微观特征方面，选取信贷交易规模 与银行信用风险作为控制变量$其中，信贷交易规 模以贷款总额的自然对数值指标来反映，银行信用

风险以不良贷款率指标来反映$此外，考虑到央行 可通过调整基准利率来直接影响银行存贷款利差，

当宏观经济过热时，可通过调整基准利率来缩小银

其划分为三大类：5家国有商业银行、10家股份制商 业银行和10家城市商业银行①$样本覆盖年限为

2006 — 2016年，数据截至2016年6月，共获得275

个观察值。银行利息净收入、总资产及相关控制变 量均来自于各银行年报及Wind资讯数据库，货币

方面的控制变量数据均来自于国家统计局与中 国人民银行官网$2. 数据预处理$过程如下：(1)常用的净利差计

算公式为利息净收入与总生息资产的比值，考虑到

生息资产数据无法获得，本文以总资产代替总生息 资产$ (2)计算利率市场化指数C13]® $ (3)考虑到贷 款总额数据的量纲影响，对其进行自然对数化处理$

(4)对一年期存款基准利率的月度数据进行加权平

均处理得到年度数据$(三) 实证模型构建1.模型变量及符号说明$选取的各个变量及符

号见表1 $表1变量及符号变量名称符号被解释变量银行存贷款利差:利息净收人/总资产N1M解释变量利率市场化#率市场化指数IRL货币供应量:货币供应增长率M2控制变量基准利率:央行一年期存款基准利率RMI银行信用风险:银行不良贷款率cr信贷交易规模:贷款总额的自然对数值lnq2.面板回归模型构建$考虑到利率市场化指数

与商业银行之间不一定是线性关系，因此，加入利率

市场化指数的平方项，得到如下形式的面板回归 模型：NIMt = 7\"： IRLt 7 \" IRLt 77\"占RMIt 7\"sCR* 7\"LNQt 7

(13)其中,i表示第i个银行，t表示第t个年度$变量描述性统计(四)由表2给出的变量描述性统计结果发现，中国 银行业存贷款利差的均值为0. 021626,最大值与最

2019年第6期（总第222期）顾海峰，朱莉莉：利率市场化对商业银行存贷款利差的影响研究27小值分别为0. 0366与0. 008565,说明不同银行 的存贷款利差水平差异较大$表2变量描述性统计结果变量均值最大值最小值标准差观察值NIMIRO0.0216260.03660.7819330.0812250.0085650.0050880.1272422752752752752752752750.62470.0272970.0162190.30060.0034910.0000013.52235IRO2CR0.0193370.0242871.75图1利率市场化指数分布图0.23570020.96050ONQRMIM217.633150.02810.0380250.2850000.0150000.0590830.0061680.053437四、实证检验与结果分析（一） 平稳性检验（ADF）0.156371由图1中国利率市场化指数分布情况可知,

2011年之后利率市场化指数呈现上升态势，主要原

采用Eviews6. 0软件对样本数据及其差分形式

分别进行平稳性检验，检验结果见表3$表3显示, 原始数据大部分不平稳，但在一阶差分之后均达到 平稳，即各个变量均为一阶单整序列I!#满足协

因在于,011年之前，中国一直处于利率管制阶段,

2012年央行开始了新一轮的利率市场化改革，对

此，利率市场化指数呈现上升态势$ 2015 — 2016

整检验条件$（二） Johansen协整检验年，利率市场化指数呈现下降态势，主要原因在于:

2015年10月23日银行宣布了取消存款管制,

运用Eviews6. 0对样本数据进行协整检验，协 整检验结果见表4$表4显示，检验均拒绝“不存在

说明中国利率市场化改革基本完成，因此，2016年 中国利率市场化指数呈现缓慢下降态势$此外，央 行一年期基准利率最大值为0. 038025,最小值为

0. 015000,说明央行基准利率在2006 — 2016年有了

协整关系”的原假设，认为变量之间存在长期协整关

系，可以进行回归分析$（三） 全样本回归分析较大变化$货币供应量的增长率均值为0.156371,

依据Hausman检验结果，确定面板模型形式 为固定效应模型$为检验引入货币作为控制变

最大值为0. 285000,最小值为0. 059083,说明货币 供应量差异性较大$从信贷交易规模与贷款总额来

量的合理性,模型二剔除了货币变量，便于对比 分析$全样本回归结果见表5$看，不同银行的信用风险水平存在一定差异$表3各变量及其差分的ADF检验结果变量ADF值58.445918.2033P值0.1929平稳性不平稳不平稳不平稳差分ADF 值P值平稳性NIMiNIMiIROiirl2155.166269.229291.4970.00000.00000.00000.00000.00000.00000.0018平稳平稳平稳平稳平稳平稳平稳IRO1.00000.35310.0001IRO2CRONQRMIM253.170598.3914.3575平稳不平稳不平稳不平稳icr148.031179.772112.34384.17521.00000.05140.8228iONQiRMI67.339140.7094iM2表4面板协整检验结果面板V值组内统计量面板 P 值7. 594579 * * *面板 PP 值— 30. 743* * *面板 ADF—7. 605221 * * *—4. 561496 * * *组间 ADF组间 P 值组间统计量组间 PP 值— 39. 65923 * * *9. 418862* * *—2. 7283 * * *注：*、* \"、* \"\"分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著$28财经理论与实践（双月刊）2019 年第6 期表％模型一变量C全样本回归结果模型二变量C系数一0.002525T值—0.457610系数0.049621\"\"\"—0.010226\" \" \"T值4.728661IRLIRL2cr0. 003148\"\"\"—0.365593\"\"\" —0.005301—0.0001882.761326—10.70579—0 . 6657—0 . 6156IRLirl2cr—3.7887281.08370.016245—0.015910—0.001281\" \"—1.067484—2.029862lnqlnqrmi0.395651\" \"\"0 157735\" \"\"16.2792512 23692M2Adj R2F值P值0 8750000 27200 656301933100 000000 00000注，\"、、\"\"\"分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。1. 表5中模型一显示，利率市场化指数及其平 定价，但是银行通过窗口指导对贷款利率形成

方项均通过了 1%的显著性水平检验，说明利率市 场化对银行存贷款利差具有显著影响。同时，利率

一定的隐性制约效应，这种隐性制约效应在很大程 度上制约了银行贷款定价权，难以形成银行信用风

市场化指数及其平方项的回归系数分别为0. 003148 与一0. 365593,表明利率市场化与银行存贷款利差 之间呈现倒U型关系，即随着利率市场化程度的逐

险与贷款收益之间的均衡匹配，从而导致银行获得 的利差收入难以弥补银行风险承担水平，进而促使 信用风险对银行存贷款利差的影响不显著$4.表5中，模型一中利率市场化指数及其平方

步提高，银行存贷款利差水平将呈现“先增大、后减

小”的分布规模。通过对倒U型关系方程的进一步 项均通过了 1%显著性水平检验，但模型二中仅仅 利率市场化指数通过1%显著性水平检验，其平方

计算发现，当利率市场化程度达到5& 07的临界指 数值时，银行存贷款利差水平将达到最大状态值10. 61% $项未通过10%显著性水平检验$同时，引入货币政 策变量之后，利率市场化指数的回归系数由一0.

010226转变为0. 003148,且利率市场化平方项的回

2. 货币对银行存贷款利差具有显著影响$

模型一中基准存款利率与货币供应量均通过了1% 的显著性水平检验，且回归系数均为正，说明货币政

归系数由一0. 365593转变为0. 016245,说明货币政

策对利率市场化存在一定的反向抑制效应，这是由

策与银行存贷款利差之间存在正相关关系$ 由央行 一年期基准利率回归系数0. 395651与货币供应量

货币的逆周期功能所决定的$主要原因在 于:银行顺周期放贷已成为常态，银行信贷的顺周期

回归系数0. 157735可知，价格型货币对银行存 贷款利差的影响力度远大于数量型货币，相对

特征将有助于推进利率市场化进程，但是货币

的逆周期机制将有效抑制银行信贷的顺周期行

于数量型货币而言，价格型货币的影响力 度提高了 1.508倍，足以说明价格型货币比数 量型货币对银行存贷款利差更具影响力。该结

为，从而在一定程度上对利率市场化形成一定的反 向抑制效应$（四）分样本回归分析论与理论分析完全一致，即银行设定的基准利 下面，将银行业全体样本划分为国有商业银行、

率及货币供应量均会对银行存贷款利差产生显著 影响$3. 表5中两模型均显示，信贷交易规模与银行

股份制商业银行与城市商业银行三个子样本进行分 样本回归，以分析利率市场化对不同类型银行存贷

款利差的影响是否存在显著差异$分样本回归结果 见表6$信用风险对银行存贷款利差的影响均不显著$ 主要 原因在于:虽然银行贷款发放规模较大，但银行贷款

表6显示，国有商业银行、股份制商业银行与城

投向主要还是以主导的城市基础设施建设项目 为主，这类项目具有低风险及低收益特征，且银行对

市商业银行的利率市场化指数平方项均通过了1% 显著性水平检验,但利率市场化指数均未通过10%

此类项目不具备贷款议价能力，从而难以对银行利 差收入产生显著影响$此外，在利率市场化进程中，

显著性水平检验，对此，利率市场化指数平方项的回 归系数绝对值大小将决定对不同类型银行存贷款利

商业银行应依据信用风险承担水平进行贷款市场化 差的影响力度$ 考虑到股份制商业银行的利率市场2019年第6期（总第222期）顾海峰，朱莉莉：利率市场化对商业银行存贷款利差的影响研究29化指数平方项回归系数最大，国有商业银行居中，城 市商业银行最小，对应地，利率市场化对股份制商业

行网点分布最为广泛，但是，国有商业银行过于庞大 的资产规模及管理架构，导致其信贷管理效率低于

银行存贷款利差的影响力度最大，对国有商业银行 的影响力度居中，对城市商业银行的影响力度最小$

股份制商业银行，从而降低其存贷款利差收入对利 率变动的敏感度，减弱利率市场化对其存贷款利差 的影响力度$此外，对于城市商业银行而言,过少的

主要原因在于:股份制商业银行不仅具有国有商业 银行网点分布广泛的“硬”优势，而且还具有银行信

网点分布数量及过小的资产规模及运营平台，不仅 决定了其信贷管理效率的低下，还降低了其信贷资

贷管理效率高的“软”优势，这种双重优势促使股份 制商业银行依赖于存贷款利差的收入变动对利率变

产规模效应的不足，由此引发其依赖于存贷款利差 的收入变动对利率变动的敏感度低，因而，利率市场 化对城市商业银行存贷款利差的影响力度最小$股份制商业银行城市商业银行动的敏感度很高，对此，利率市场化对股份制商业银 行存贷款利差的影响力度最大$此外，国有商业银

国有商业银行变量Cirl

表6分样本回归结果系数—0.000350T值—0.016112系数—0.0195130.002950T值—1.977375系数—0.016050—0.000470—0.224152\"\"—0.017295T值—1.294631IRL2cr0.003422—0.330758\"\" \"—0.0156—0.0003061.104046—3.6094211.1827—5 . 636055—0.1425—2.381176—1.129099—0.423222\" \" \"0.0302970.000732—1 . 995582—0.2845941.3506941.3674236.1496396 342131lnq0.0008350.453463\"\" \"0 117150\"\" \"1.12146.80203 274034rmi0.478737\"\"\"7.33414 16000.330583\"\"\"M20 143871\"\"\"0 178376\"\"\"注：\"、、\"\"\"分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著。由表6还可发现,货币对商业银行存贷款 利差的影响存在显著的异质性特征$ 这种异质性特

银行存贷款利差之间存在着长期均衡关系$ 但是， 短期来看，利率市场化、货币等变动对银行存贷

征主要归纳为：价格型货币对国有商业银行存 款利差变动的影响如何；一旦银行存贷款利差短期 内偏离长期均衡状态值，则银行存贷款利差自身是

贷款利差的影响力度最大，对城市商业银行存贷款

利差的影响力度居中，对股份制商业银行存贷款利 差的影响力度最小$ 数量型货币对股份制商业

否存在一定的反向纠偏机制$对此，还需要通过建 立如下误差修正模型（ECM）进行分析：银行存贷款利差的影响力度最大，对国有商业银行

）NIMt = g 7 \"i ）IRLt 7 \"2）IRLt 7\"3 ）CR$ 7 \" ）LNQ$ 7 \"5 ）RMI t 7\"6 ）M2t 7 AECMt—1 7 *

（14）存贷款利差的影响力度居中，对城市商业银行存贷 款利差的影响力度最小$（五）误差修正模型（ECM）分析运用上述误差修正模型，得到ECM检验结果 见表7 $表7 误差修正模型（ECM）检验结果协整检验表明，利率市场化、货币等变量与变量系数00004330.002272—0.333808\" \"\"标准误差T值P值0 2060常量C0JL0 0003420.0016610.02280.0081180.0015040.0169161 2684311.367235—14.583970.4706730.17300.00000.63830.16660.00000 00000 0000△irl2△cr△lnq△rmi△M2ECM( — 1)0.003821—0.002087—1.38788323.08526

0.390514\"\" \"0 1498\"\" \"—0 701157\" \"\"0 01048214 30110—11 9505190 0585注：\"、\"\"、\"\"\"分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下显著.ECM检验结果显示，利率市场化指数平方项、 差分变量均未通过10%显著性水平检验。该结果

基准利率、货币供应量的差分变量均通过了 1%显 表明，短期来看,利率市场化与货币变动对银行

著性水平检验，但信贷交易规模与银行信用风险的 存贷款利差变动均存在显著影响；相对于数量型货30财经理论与实践(双月刊)2019 年第6 期币，价格型货币的影响力度提高了 1. 605 贷款利差将以70. 12%的反向纠偏速度回归到长期

倍，说明价格型货币对银行存贷款利差更具影 响力。信贷交易规模与银行信用风险变动对银行存 贷款利差变动均不存在显著影响$表7还显示，银 行存贷款利差对应的误差修正项ECM系数通过了

1%显著性水平检验，且ECM系数为负值，说明银

均衡状态值$为此，提出如下建议：(1)存贷款利差是商 业银行利润的主要来源渠道，但是，随着利率市场化

程度的不断提升，商业银行存贷款利差将逐步缩减， 这将对商业银行盈利能力提升形成很大制约，对此，

行存贷款利差自身存在反向纠偏机制。银行存贷款 商业银行需要注重金融业务创新，提升表外业务的 盈利能力，通过委托贷款、投贷联动、资产管理等多

利差自身具有短期偏离向长期均衡修正的反向纠偏 机制，若银行存贷款利差短期内偏离长期均衡状态

元化业务模式，提升商业银行的非利差收入比重，以 值，在反向纠偏机制作用下，银行存贷款利差将以

70. 12%的反向纠偏速度回归到长期均衡状态值$五、结论与建议以上研究显示:(1)利率市场化与银行存贷款利

差之间呈现倒U型关系$当利率市场化程度达到

58.07的临界值时，银行存贷款利差将达到最大值

10. 61% $此外,利率市场化对银行存贷款利差的影

响存在显著的异质性特征，利率市场化对股份制银 行存贷款利差的影响力度最大，对国有银行的影响 力度居中，对城商行的影响力度最小$ (2)货币

对银行存贷款利差具有显著的正向影响，但价格型

货币比数量型货币更具影响力$长期来 看，价格型货币的影响力度比数量型货币 提高了 1. 508倍;短期来看，价格型货币的影响 力度比数量型货币提高了 1.605倍$ (3)货币 对银行存贷款利差的影响存在显著的异质性特

征，主要表现为：价格型货币对国有银行存贷款

利差的影响力度最大，对城商行的影响力度居中，对 股份制银行的影响力度最小$ 数量型货币对股

份制银行存贷款利差的影响力度最大，对国有银行

的影响力度居中，对城商行的影响力度最小$ (4)货

币对利率市场化存在反向抑制效应，这是由货

币的逆周期功能所决定的$银行顺周期放

贷已成为常态，银行信贷的顺周期特征将有助于推

进利率市场化进程，但货币的逆周期机制 将有效抑制银行信贷的顺周期行为，从而对利率市

场化形成反向抑制效应$ (5)信贷交易规模与银行 信用风险对银行存贷款利差的影响均不显著$ 银行通过窗口指导对贷款利率形成隐性制约效应，

制约了银行贷款定价权功能的有效发挥，难以形成 银行信用风险与贷款收益之间的均衡匹配，由此引 发银行获得的利差收益难以弥补银行风险承担，从

而导致信用风险对银行存贷款利差的影响不显著$

(6)银行存贷款利差自身具有短期偏离向长期均衡

修正的反向纠偏机制，若银行存贷款利差短期内偏 离长期均衡状态值，在反向纠偏机制作用下,银行存

此来对冲存贷款利差缩减所带来的银行盈利缺失$(2)考虑到利率市场化与银行存贷款利差之间的倒 U型关系，结合货币对银行存贷款利差的正向

作用机制，银行需要依据利率市场化程度，实施

以价格型货币操作为主导，数量型货币为 辅助的操作模式，以此来实现对银行存贷款利差变

动的反向对冲式操作，从而维护银行存贷款利差收

益的稳定性$ (3)针对利率市场化对银行存贷款利

差影响的异质性特征，股份制商业银行、国有商业银 行、城市商业银行等各类银行需要通过拓展网点分 布、提高信贷管理效率、提升风险管控效能等路径来

逐步培育及提升银行运营优势，并提升银行存贷款

利差收入变动对利率变动的敏感度币对银行存贷款利差影响存在的异质性特征$ (4)考虑到货\" 银行需要实施差异化的货币操作，通过价 格型与数量型货币的组合操作，来平抑各类银

行存贷款利差的变动，以实现各类银行存贷款利差 收益的稳定目标$ (5)在货币逆周期下，货

币对利率市场化存在反向抑制效应，对此，

银行需要逐步培育商业银行对存贷款利率的自身定

价权，以引导存贷款利率的市场化演进$同时， 银行需要注重货币操作与利率市场化进程的协 同性原则，以实现利率市场化及银行存贷款利差收

益稳定化的双重目标$注释：① 具体样本包括5家国有商业银行：中国银行、中国建设银行、中国

工商银行、中国农业银行、交通银行*0家中型股份制商业银行: 招商银行、民生银行、兴业银行、光大银行、中信银行、浦发银行、 华夏银行、平安银行、浙商银行、渤海银行*0家城市商业银行: 北京银行、上海银行、江苏银行、南京银行、宁波银行、重庆银行、 哈尔滨银行、齐鲁银行、天津银行、郑州银行$② 构建欧拉指数函数测算利率浮动幅度指数，并结合利率决定自主 化指数和实际利率指数三项指标总和测度利率市场化指数$参考文献：[1& Ho T, Saunders A. The determinants of banks interest mar­

gins :theory and empirical ，evidence%]. Journal of Financial and QuantitativeAnalysis198116 4581—600.[2& Allen L. The determinants of bank， interest): margins: a note

(2)231[J&. The— Journal235. of Financial and Quanttative Analysis, 1998

2019年第6期(总第222期)顾海峰，朱莉莉：利率市场化对商业银行存贷款利差的影响研究31Angbazo L. Commercial bank net interest margins, default risk, interest-rate risk and off-balance sheet banking%]. Jour­nal of Banking and Finance, 1997(21) : 55 — 87.%& Maudos J, Guevara J F. Factors explaining the interest mar­

gins in the banking sectors of the european union%]. Journal of Banking and Finance,2004(3) :2259一2281.%] Valverde S C, Fernandez F R. The determinants of bank mar­

gins in european banking %]. Journal of Banking and Finance, 2007(31):2043—2063.%] Maudos J , Solis L. The determinants of net interest income in

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aversion%]. Journal of Banking and Finance, 19(13) : 797 —

810.%] Wong K P. On the determinants of bank interest margins un-

dercredXtandXnterestraterXsks%J] .JournalofBankXngand Finance,1997(21) ：251 —271.%]程茂勇，赵红.我国商业银行利差影响因素研究％]•数量经济

技术经济研究，2010(5):73 — 86.[10] 张育红，张宗益.中国银行业净利差的影响因素％].金融论

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实证研究％］•财经理论与实践2016(2):2 — 8.［18］ 刘强，黄静.利率市场化对商业银行经营效率影响的实证研

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融论坛，2014(8):3 — 12.%0］彭建刚，王舒军、关天宇.利率市场化导致商业银行利差缩窄

吗？ 一一来自中国银行业的经验证据％］•金融研究2016(7): 48—63(责任编辑：宁晓青)Study on Influence of Interest Rate Liberalization

to Interest Margins of Commercial Banks-----Based on Price-type and Quantatity-type Monetary Policy EnvironmentGU Haifeng,ZHU Lili(.Glorious Sun School of Business and Management, Donghua University , Shanghai 200051, China)Abstract：This paper analyzes influence factors of interest rate liberalization to banks interest margins of deposit-loan by introducing interest rate liberalization into a dealer model. On this ba-

sis\"itgivesanempiricalanalysisoninfluenceofinterestrateliberalizationtobanksinterestmar-

gins by selecting annual data of 2006 to 2016. This result shows that: It exists anti-U-shape rela­

tionship between interest rate liberalization, when interest rate liberalization index is 58. 07, banks interest margins will obtain maximization 10. 61 percent. It exists significant heterogeneity influenceofintere?trateliberalizationtobank?intere?tmargin?, and Influence of intere?t mar- gin?to?tock-holdingbank,nationbankandcitybanki?inde?cendingorder.Monetarypolicyha?

reverse inhibition effect to interest rate liberalization, which is determined by counter-cyclical reg-

ulatXon and control funct on of monetary pol cy. In relat v ty to quantXtat ve-type monetary pol - cy, Long-termXnfluenceofPrXce-type monetarypolcyenlarges1.508tXmes, andshort-termXn- fluenceenlarges1.605tXmes.InfluenceofprXce-typemonetarypolcytoXnterestmargXnsofnaton banks, cXtybanksandstock-holdXngbanksXsXndescendXngorder, andXnfluenceofquantXtatXve-

typemonetarypolcytoXnterestmargXnsofstock-holdXngbanks, natXonbanksandcXtybanksXsXn descendXngorder.Key words： interest rate liberalization； commercial bank； interest margins of deposit-loan；

monetary policy environment ； dealer model