差别存款准备金政策对银行信贷规模的影响

吕彩敏

（河南财经政法大学 河南郑州 450046）

经国务院批准，中国人民银行决定从2004年4月25日起实行差别存款准备金率制度。对中央银行而言，通过差别存款准备金率来调控金融机构时，要考虑到政策如何影响到金融机构的行为，从而预测将对社会经济带来的影响。本文研究得出差别存款准备金政策有效，且对于中小型商业银行的影响程度更大。一方面，可以使商业银行进一步了解和预测其信贷能力受政策的影响程度，从而及时提出有效的应对政策；另一方面，也可以帮助中央银行更了解市场反应和实施效果，从而为进一步发挥政策效果、推动地方经济发展做有益参考。

1 差别存款准备金影响信贷规模的理论分析

1.1 我国差别银行存款准备金政策的调控历程及模式

我国差别银行存款准备金历程由粗放到精细，同时央行针对不同的银行也采取差别存款准备金率，以真正起到政策扶持发展的作用。1980年，为促进改革开放，央行在部分城市实施这一政策；2004年，考虑到金融机构的不同，央行实施以银行风险和经营状况分类的差别存款准备金政策；2011年，央行引入差别准备金动态调整制度，即根据形势适度调整有关参数；2016年，宏观审慎评估体系被正式加入差别准备金动态调整制度中来实施激励和约束机制；2020年，央行在对普惠金融定向降准的动态考核后进一步加强对不同商业银行的差异化激励。

1.2 差别存款准备金对信贷规模的影响

1.2.1 法定存款准备金政策对信贷规模的影响

当经济低迷时，央行会下调法定存款准备金率，商业银行的超额准备金和自有资金就会增加，促使商业银行经营盈利更高的业务，如增加贷款发放和贷款承诺等。

1.2.2 商业银行的流动性与政策效果

对于资产规模薄弱的中小型商业银行而言，他们的存款量和业务量都明显小于大型商业银行，通过缴纳更低比例的存款准备金能推动资产结构的优化，也能保持正常经营的流动性。

1.2.3 商业银行的盈利性与政策效果

商业银行在利率市场化下的盈利方式主要依赖传统存贷利率差和银行自身理财产品的收益，在这方面中小型商业银行处于不利地位。而央行实施有差别的存款准备金率能够给中小银行带来更大的盈利和生存空间，使中小型商业银行在较为优惠的货币政策环境下能够健康有序发展。

1.2.4 商业银行的安全性与政策效果

根据货币乘数理论，派生存款和货币供应量会因为法定存款准备金率的微小变动而产生成倍的剧烈变动，而实施差别存款准备金政策对信贷扩张给予了一定的“急速刹车”警告，使得银行资金安全得到保障。

1.2.5 再贴现政策对商业银行信贷规模的影响

当经济低迷时央行下调再贴现率，让银行获取资金成本降低，从而扩大放款规模、提高了市场流动性。但是该政策相对被动，政策调控是否有效取决于商业银行是否行使再贴现行为。

2 差别存款准备金影响信贷规模的实证分析

2.1 数据选取

根据数据的可得性，本文选取22家银行2012—2020年的年度数据，其中大型商业银行有5家；中小银行包括股份制商业银行和农商行，其中股份制商业银行有5家，农商行有12家。

本文使用Stata15.0，在指标选择上，被解释变量为商业银行贷款总额LOAN；解释变量有定存款准备金率DRR；控制变量有资产负债率DAR、总资产周转率TAT、不良贷款率NPLR、国内生产总值增长比率GDPR和再贴现率RR。

2.2 描述性统计

由表1可以看出，大型商业银行的信贷规模总体高于中小型商业银行。自从2008年实行差别存款准备金政策后，大型银行适用的平均存款准备金率为17.22%，截至目前最高为20%、最低为13%。中小型商业银行适用的平均存款准备金率为15.22%，截至目前最高为18%、最低为11%；从资产负债率来看，大型商业银行的平均值为92.59%，中小型为93.13%，因此，中小型商业银行实力和资产规模都小于大型商业银行；资产周转率相差不大；从不良贷款率来看，大型和中小型商业银行分别为1.5%和1.2%，这是由于我国大型商业银行定位的历史原因导致，大型商业银行的不良贷款相对中小型商业银行较少。

表1 描述性统计

2.3 模型选择

本文主要选择动态面板的系统GMM模型进行主要回归分析、含时滞因素的回归和交互项的稳健性回归，同时采用面板数据回归模型进行对系统GMM模型的结果做比较判断，通过多元面板回归的结果验证系统GMM模型回归的结果更为有效。

2.4 实证回归分析

2.4.1 模型构建

在实证中，时滞分类中的内部时滞关乎央行的反应和行为，则难以进行量化，因此本文仅考虑存款准备金政策的外部时滞效应。因此，此处将差别存款准备金率DRR的指标作为解释变量的同时，将其作为前定变量来继续回归。

根据Stata回归结果，当且仅当前定变域的滞后期数为一期时，显示结果显著。因此，构建含有时滞因素的模型如下：

式(1)中：i=1，2，…，n表示为第N家银行，t=1，2，…，n表示第N期时间。DRRt-1变量作为解释变量DRRt滞后一期因子，由于此处重点研究实施差别存款准备金政策的时滞期限和效果问题，因此，回归中重点关注a2和a3的方向。

2.4.2 数据检验

表2是主要变量的相关性检验，主要解释变量法定存款准备金率DRR与被解释变量在相关系数上呈负相关关系，一定程度上说明宽松的货币政策能够释放银行信贷。而且各主要变量的相关系数大部分低于0.4且结果至少能在10%的水平下显著，这说明各变量之间不存在严重的多重共线性，该模型设定合理。

表2 主要变量的相关系数

2.4.3 实证回归和结果分析

大型商业银行、中小型商业银行和样本银行全体受到上期信贷规模的影响系数分别为1.023、0.995、0.995，因此两者之间呈现显著的正相关，即当期受到上期状态的影响显著，商业银行的信贷行为存在连续性。根据回归结果中大型和中小型的存款准备金率的回归系数为-0.001和-0.010可以看出政策有效，且中小型银行的信贷规模增长程度高于大型银行，即该政策的实施是有效惠及中小银行的，这对于刺激中小银行经营活力、推动地方经济的发展是有利的。

在将解释变量存款准备金作为模型的前定变量设置其滞后项时可以得出，我国存款准备金政策的实施与真正产生作用之间存在着一定的时间间隔。得出仅当滞后为一期时回归显著且作用时滞平均为6个月左右。

资产负债率与信贷规模呈负相关，大型和中小型的系数为-0.023和-0.014，低的资产负债率即代表银行有着较好的资产结构，商业银行会趋向于提高利润而放贷，因此较低的资产负债率会导致较高的银行信贷规模；资产周转率与银行的信贷规模的系数分别为-1.066和-1.240，因为高经营效率意味着银行经营业务丰富。不良贷款率对信贷规模呈显著负相关，系数分别为-0.026和-0.038，这能够从商业银行经营的安全性原则中得到解释。

GDP增长率与银行信贷规模的系数在大型和中小型银行样本中分别为-0.006和-0.007，这是因为央行会采用“降准”等政策工具刺激缓慢增长的经济，于是商业银行会随之放宽信贷要求，信贷规模随之上升(见表3)。

表3 实证结果

3 结语

由存款准备金政策对银行信贷作用的传导机制和实证回归结果可以看出，存款准备金政策对银行的信贷规模存在显著的负效应，而针对不同规模的商业银行采取的差别存款准备金率分别对其都有着不同程度的显著负效应。因此，从政策实施效果来看，我国存款准备金制度的使用对信贷调控和货币量的把握明显有效。