邱新國

摘 要：運用中國43家上市商業(yè)銀行2013年第2季度至2018年第4季度的數(shù)據(jù)，實證分析了結構性貨幣政策工具常備借貸便利（SLF）、中期借貸便利（MLF）和傳統(tǒng)貨幣政策工具（OMO）對商業(yè)銀行流動性水平的影響。研究結果表明，SLF、MLF及OMO對商業(yè)銀行流動性水平有顯著負向影響，這一影響在大、中、小型銀行間存在顯著差異，結構性貨幣政策工具對流動性的調控作用強于傳統(tǒng)貨幣政策工具。

關鍵詞：結構性貨幣政策工具;流動性;常備借貸便利 ;中期借貸便利

中圖分類號：F820.1?文獻標志碼：A

文章編號：1008-4355（2019）05-0139-13

DOI：10.3969/j.issn.1008-4355.2019.05.13?開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

一、引言

商業(yè)銀行作為典型的金融中介，在日常經(jīng)營活動中不可避免地會面臨信用風險、市場風險、操作風險和流動性風險。與其他風險相比，流動性風險的不確定性更強、破壞力更大，其爆發(fā)將會給商業(yè)銀行甚至整個金融體系造成嚴重的破壞，而其他風險也可能最終轉化為流動性風險。隨著 2008 年金融危機的爆發(fā)和 2010 年《巴塞爾協(xié)議 III》的頒布，世界各國對商業(yè)銀行流動性風險的重視程度不斷提升。

就我國而言，央行的流動性管理也面臨著諸多挑戰(zhàn)。一方面，國際金融環(huán)境發(fā)生變化。2013年美聯(lián)儲退出量化寬松貨幣政策以來，新興市場資本外流壓力加劇;2014年至2015年，我國外匯儲備劇減以及人民幣匯率的波動，都對銀行體系流動性管理提出了巨大挑戰(zhàn)。另一方面，國內經(jīng)濟金融環(huán)境也經(jīng)歷著歷史性的變遷，主要表現(xiàn)為：股票市場和債券市場的快速發(fā)展不斷沖擊商業(yè)銀行資金流通主渠道的歷史地位;依托互聯(lián)網(wǎng)的金融創(chuàng)新產(chǎn)品不斷涌現(xiàn)導致一般性存款轉換為穩(wěn)定性較差的同業(yè)存款，存貸款利率管制取消后存貸利差減少擠壓了銀行盈利空間。以上經(jīng)營環(huán)境的變化導致商業(yè)銀行資金來源與業(yè)務結構發(fā)生變化，各類表外業(yè)務與同業(yè)業(yè)務發(fā)展迅速，這些都對銀行體系流動性形成了重大沖擊，也增加了央行流動性管理的難度。

事實上，近年來我國銀行體系流動性波動較大，銀行體系流動性管理水平急需提高。2018年3月末，我國銀行業(yè)金融機構的超額準備金率僅為1.3%，這是自2017年3月以來第三次處于歷史最低位。此外，自2013年6月錢荒事件以來，貨幣市場利率在2013年6月至2015年7月間波動仍然較大，在2015年8月至2016年10月貨幣市場利率較為平穩(wěn)，但是2016年11月以來，貨幣市場利率波動又有變大的趨勢，說明銀行體系流動性水平仍不穩(wěn)定，結構性短缺問題持續(xù)存在。在此背景下，中國人民銀行借鑒西方發(fā)達國家的經(jīng)驗適時推出了多種結構性貨幣政策工具，以對沖傳統(tǒng)貨幣政策工具的結構性效應。因此，在金融新業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn)、金融強力去桿杠、金融嚴監(jiān)管不斷深入的背景下，科學評估結構性貨幣政策工具對商業(yè)銀行流動性的影響效應，對央行及金融監(jiān)管部門的流動性風險管理水平的提升就具有重要的政策意義。本文的貢獻在于，第一，本文選取了不同層次的流動性度量指標，以克服已有文獻中單一流動性指標的不足，提升研究結論的穩(wěn)健性;第二，本文同時考察了結構性貨幣政策工具與傳統(tǒng)貨幣政策工具對銀行流動性的影響，以探明結構性貨幣政策工具流動性調節(jié)的有效性。本文余下部分的內容安排是：第二部分是文獻綜述，第三部分是模型、變量與數(shù)據(jù)，第四部分是實證分析，第五部分是研究結論。

二、文獻綜述

對銀行體系流動性問題的關注始于20世紀30年代，直到80年代全球債務危機爆發(fā)后對其研究才廣泛展開。Diamond & Dybvig（1983）[1]從博弈論的多重均衡理論的視角提出了D-D銀行擠兌模型框架，此模型揭示了商業(yè)銀行在整個經(jīng)濟社會中所扮演的“流動性中介”角色，商業(yè)銀行開發(fā)的未保險活期存款合約使得商業(yè)銀行常常面臨擠兌危機，加大了商業(yè)銀行流動性風險。國內外學者在 D-D 擠兌模型基礎上對流動性風險進行研究，Waldo（1985）[2]通過建立銀行擠兌與銀行系統(tǒng)的經(jīng)濟模型，解釋了銀行擠兌是由于存款人對銀行短期利率等因素的預期導致的。Campbell（1987）[3]在理性預期模型中引入了套利成本和沖擊，分析了貨幣市場利率在準備金維持期內存在明顯波動的原因。Shleifer & Vishny（1992）[4]指出由于經(jīng)濟周期的變化，企業(yè)的償債能力也隨之變化，在經(jīng)濟周期處于低谷時，商業(yè)銀行容易爆發(fā)資產(chǎn)流動性危機。Singh 和 Sharma（2002）[5]認為流動性問題的出現(xiàn)是由于存款機構資產(chǎn)負債到期日的不匹配，流動性風險與利率的敏感性顯著相關，并且會受到商業(yè)銀行聲譽的極大影響。Ashcraft （2008）[6]引入貨幣市場的不完全性和銀行體系的多樣性，認為在貨幣市場參與度有限的小銀行受信用限制，會持有較多的預防性流動性，而大銀行持有的相對較少，由此導致銀行間流動性波動，貨幣市場利率甚至超出中央銀行貼現(xiàn)率。Brunnermeier（2009）[7]通過對 2008 年金融危機的研究得出，個別銀行的流動性風險會通過金額衍生工具傳播，最終引發(fā)金融市場的流動性風險。

針對商業(yè)銀行的流動性風險，大量研究圍繞風險調控展開。Bartolini et al.（2002）[8]就商業(yè)銀行的流動性套利行為首次提出了中央銀行干預貨幣市場的時機問題，這引發(fā)了中央銀行對商業(yè)銀行流動性調控的研究。Leeper & Gordon（1991）[9]的實證研究發(fā)現(xiàn)流動性與利率之間的關系并不穩(wěn)定，存在所謂的流動性（liquidity puzzle）。Prati et al.（2003）[10]指出除了市場不完全外，貨幣政策操作框架本身可能也會影響利率波動。Whitesell（2006）[11]則指出，利率走廊系統(tǒng)（corridor system）可以減少貨幣市場利率波動。Allen et al.（2009）[12]認為在正常時期，貨幣市場信息不對稱導致的市場不完全性并不重要，但在危機時刻貨幣市場可能會出現(xiàn)流動性凍結，央行有必要通過公開市場操作調控流動性。Altavilla（2014）[13]指出央行結構性貨幣政策可通過公告效應影響商業(yè)銀行的政策預期進而調整其資產(chǎn)負債表結構。

國內的學者圍繞銀行體系流動性問題的成因及影響因素也進行了理論和經(jīng)驗研究。姚長輝（1997）[14]認為商業(yè)銀行流動性風險的表層原因是商業(yè)銀行流動性資產(chǎn)端資金應用和負債端資金來源的不確定性和不規(guī)則性，但更深層次的原因是商業(yè)銀行盈利性與流動性的矛盾。宋婷婷（2010）[15]認為商業(yè)銀行的資產(chǎn)流動性風險和籌資流動性風險相互影響、相互加強，從而形成“流動性螺旋”，由于流動性風險是親周期性的，所以“流動性螺旋”會加大流動性風險的波動性。廖岷和楊元元（2008）[16]認為融資渠道的變化、金融衍生工具大量開發(fā)、金融支付系統(tǒng)的發(fā)展都使得流動性風險爆發(fā)的概率增加。高士英等（2016）[17]認為我國貨幣市場基金、互聯(lián)網(wǎng)基金的出現(xiàn)，改變了商業(yè)銀行的資產(chǎn)負債管理結構，它們在給商業(yè)銀行負債端帶來積極影響的同時，也加大了商業(yè)銀行流動性的不確定性。賈麗平和李旭超（2014）[18]研究了影響商業(yè)銀行流動性的宏觀因素，包括外匯占款、居民儲蓄存款及現(xiàn)金漏損率均會影響銀行的流動性波動，而居民儲蓄存款的影響時效最長。除了上述外部宏觀因素外，任慶華等（2013）[19]和錢崇秀等（2018）[20]等指出銀行自身因素包括銀行業(yè)務創(chuàng)新、超額貸款、不良率等也會影響商業(yè)銀行的流動性。

此外，國內學者也就結構性貨幣政策工具的流動性效果開展了初步研究。鄧雄（2015）[21]、盧嵐和鄧雄（2015）[22]、劉蔚（2016）[23]、魯雪巖和王一捷（2016）[24]等諸多學者總結了國外結構性貨幣政策的實踐經(jīng)驗。王倩等（2016）[25]評估了結構性貨幣政策對銀行信貸投放的影響，胡育蓉和范從來（2017）[26]討論了結構性貨幣政策的作用機理，余振等（2016）[27]發(fā)現(xiàn)PSL對中期利率的影響不穩(wěn)定且具有階段性差異，劉瀾飚等（2017）[28]實證分析了結構性貨幣政策的公告效應，發(fā)現(xiàn)其可以通過信號渠道改變市場預期、降低貨幣與債券市場利率，從而降低社會融資成本的傳導機制。萬沖和朱紅（2017）[29]指出，由于貨幣粘性、信息不對稱和經(jīng)濟的體制性矛盾等因素，結構性貨幣政策難以調結構，還容易加大結構扭曲和降低宏觀調控政策的有效性，故此中國應將結構性貨幣政策定位于維持金融穩(wěn)定而不是調結構。

綜上所述，國外文獻對銀行體系流動性進行了充分討論，特別是對危機期間的銀行間市場流動性凍結進行了深刻的研究，而國內的文獻對銀行流動性進行定性描述較多，直接實證評估央行流動性管理效果的文獻極少。基于此，本文將利用中國43家上市銀行2013年2季度至2018年4季度的面板數(shù)據(jù)實證分析央行貨幣政策工具的流動性調節(jié)效應，并就央行流動性管理提出簡要的政策建議。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）實證模型設計

根據(jù)政策的重要性和使用頻率，本文選取常備借貸便利（Standing Lending Facility）和中期借貸便利（Mediumterm Lending Facility）作為結構性貨幣政策工具的主要變量。同時，為了分析結果的穩(wěn)健性，本研究選擇了多個指標來刻畫銀行流動性，分別是存貸比（LDR）、流動性資產(chǎn)比例（LAR）和現(xiàn)金與央行存款比率（PR）。

存貸比曾長期作為商業(yè)銀行的流動性監(jiān)管指標，流動性資產(chǎn)比例和現(xiàn)金與央行存款比率則刻畫了商業(yè)銀行不同層次的流動性，后文的穩(wěn)健性檢驗中還將流動性覆蓋率作為商業(yè)銀行流動性的度量指標。在下文的分析中，本研究還控制了影響銀行流動性的其他變量，包括銀行特征變量資產(chǎn)規(guī)模、資本充足率、不良貸款率和資產(chǎn)收益率，宏觀經(jīng)濟變量GDP增長率，金融政策變量法定存款準備金率、M2增長率以及金融市場變量同業(yè)拆借利率。為了體現(xiàn)目前央行流動性調控的現(xiàn)實，本研究一并考察了傳統(tǒng)貨幣政策工具公開市場操作對銀行體系流動性的影響。本文的實證分析模型設定如下：

在（1）式中，Liquid是銀行流動性變量，基于已有文獻的思路及數(shù)據(jù)可得性（王倩等，2016;錢崇秀等，2018），本文分別以LDR、LAR和PR進行描述。Monpol是貨幣政策變量，分別以常備借貸便利（SLF）季度平均余額、中期借貸便利（MLF）季度平均余額和公開市場操作（OMO）的季度凈投放額進行測量。X是銀行特征變量，包括銀行資產(chǎn)總額（季度期初和期末的均值）的對數(shù)值（ASSET）、資本充足率（CAPITAL）、不良貸款率（NONLOAN）和資產(chǎn)收益率（ROA）。C為其他控制變量，包括GDP增長率（RGDP）、銀行間同業(yè)拆借7天加權平均利率（RINBANK）、法定存款準備金率的變化（RRD）、M2增長率（M2）。表1對各變量的定義進行了詳細說明。

由于目前我國上市銀行沒有披露結構性貨幣政策工具的交易信息，因此我們無法獲得銀行個體層面的結構性貨幣政策工具交易數(shù)據(jù)。基于數(shù)據(jù)的可得性及已有文獻的方法（王倩等，2016），本研究選擇常備借貸便利（SLF）季度平均余額與中期借貸便利（MLF）季度平均余額的對數(shù)值作為結構性貨幣政策工具的代理指標。

（二）數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇43家上市銀行作為研究樣本。本研究收集了2013年第2季度至2018年第4季度我國43家上市銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行網(wǎng)站。

表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計結果。LDR的均值為68.61%，低于銀監(jiān)會此前的監(jiān)管要求75%，但最大值與最小值差異很大，最小值為38.91%，最大值達88.03%，說明就存貸比而言，我國銀行間的流動性分布極不均衡，存在結構性的流動性短缺。流動性資產(chǎn)比例的均值為39.65%，說明銀行總體流動性較充裕，但銀行間流動性資產(chǎn)分布差異也很大，最小值為32%，最大值為52%?，F(xiàn)金與央行存款比率均值為18.7%，最小值和最大值分別為14.82%和24.61%，這更充分說明各銀行間的流動性分布差異極大。從結構性貨幣工具的交易額來看，常備借貸便利季度平均余額為693億元，最大值為3973億元;中期借貸便利季度平均余額為11188億元，最大值為27683億元。中期借貸便利交易額顯著大于常備借貸便利。

四、結構性貨幣政策工具與商業(yè)銀行流動性水平的實證分析

對（1）式，本文分別進行了混合效應回歸、隨機效應回歸和固定效應回歸，但B-P檢驗和Hauman檢驗的結果表明應采用固定效應模型回歸。以下實證分析均為面板固定效應模型回歸的結果。

（一）結構性貨幣政策工具與銀行流動性水平：總體分析

本研究首先就三種貨幣政策工具對銀行流動性的影響進行了總體分析。表3匯報了貨幣政策工具對存貸比、流動性資產(chǎn)比例和現(xiàn)金與央行存款比率這三個刻畫銀行流動性的變量的影響。表3第（1）至（3）列匯報了貨幣政策工具對銀行存貸比的回歸結果。第（1）列是SLF對銀行存貸比的回歸結果，結果表明SLF對銀行存貸比的回歸系數(shù)為正但不顯著，這說明SLF對銀行存貸比不存在顯著影響。第（2）列是MLF對銀行存貸比的回歸結果，結果顯示MLF的回歸系數(shù)為0.00913且在10%的顯著性水平上顯著，這表明MLF對銀行存貸比具有顯著的正向影響，即中期借貸便利會提高銀行的存貸比從而降低銀行的流動性。第（3）列是OMO對銀行存貸比的回歸結果，其回歸系數(shù)為正但不顯著，這說明公開市場凈投放對銀行流動性沒有顯著影響。概而言之，就銀行存貸比而言，只有中期借貸便利（MLF）對其有顯著的正向影響進而降低銀行的流動性水平。

表3第（4）至（6）列匯報了貨幣政策工具對銀行流動性資產(chǎn)比例的回歸結果。第（4）列的結果顯示，SLF的回歸系數(shù)為-0.00881且在5%的顯著性水平上顯著，這說明常備借貸便利對銀行流動性資產(chǎn)比例有顯著的負向影響，即常備借貸便利會顯著減少銀行的流動性資產(chǎn)比例，降低銀行的流動性水平。第（5）列是MLF對銀行流動性資產(chǎn)比例的回歸結果，結果顯示，其回歸系數(shù)為-0.0012且在1%的顯著性水平上顯著，這說明中期借貸便利對銀行流動性資產(chǎn)比例有顯著的負向影響，即中期借貸便利會顯著減少銀行的流動性資產(chǎn)比例，降低銀行的流動性水平。第（6）列是OMO的結果，其回歸系數(shù)為 -0.0134且在5%的水平上顯著，這說明OMO會顯著降低銀行的流動性水平。以上結果表明，SLF、MLF及OMO均會顯著降低銀行的流動性資產(chǎn)比例，即三種貨幣政策工具均會對銀行流動性水平造成負向沖擊。

表3第（7）至（9）列匯報了貨幣政策工具對銀行現(xiàn)金與央行存款比率的回歸結果。第（7）列是SLF對銀行現(xiàn)金與央行存款比率的回歸結果，結果顯示，其回歸系數(shù)為-0.827，且在5%的顯著性水平上顯著，這表明常備借貸便利對銀行現(xiàn)金與央行存款比率具有顯著的負向影響，即常備借貸便利會降低銀行現(xiàn)金與央行存款比率進而降低銀行的流動性水平。第（8）列是MLF對銀行現(xiàn)金與央行存款比率的回歸結果，結果顯示，其回歸系數(shù)為-0.796，且在10%的顯著性水平上顯著，這表明中期借貸便利對銀行現(xiàn)金與央行存款比率具有顯著的負向影響，即中期借貸便利會降低銀行的現(xiàn)金與央行存款比率進而降低銀行的流動性水平。第（9）列是OMO對銀行現(xiàn)金與央行存款比率的回歸結果，結果顯示，二者的回歸系數(shù)為-0.0028但并不顯著，這表明公開市場操作凈投放對銀行現(xiàn)金與央行存款比率沒有顯著影響。

以上結論表明，總體而言，結構性貨幣政策工具及公開市場凈投放會降低商業(yè)銀行的流動性水平，這與王倩等（2016）[25]、鄧向榮和張嘉明（2018）[30]、呂思聰（2018）[31]等的結論是一致的。其影響路徑是，各項貨幣政策工具增加了銀行體系的流動性供給，在這一沖擊下，各商業(yè)銀行在信貸投放沖動下通過發(fā)放貸款實現(xiàn)流動性創(chuàng)造，這反過來可能降低了商業(yè)銀行自身的流動性水平。

（二）貨幣政策工具與商業(yè)銀行流動性水平：比較分析

鑒于銀行體系流動性分布的不均衡性，即雖然銀行體系流動性總體充裕，但各銀行間流動性分布不一，表現(xiàn)為銀行體系流動性的結構性短缺（王倩等，2016）[25]?；谶@一現(xiàn)實，貨幣政策工具的實施對流動性充裕的銀行和流動性短缺的銀行可能會有不同的影響效應，而這也是貨幣政策工具能夠調控銀行體系流動性的結構性短缺的前提。有基于此，本研究將按照銀行類型將43家上市銀行分為大型銀行（6家國有銀行）、中型銀行（9家股份制銀行）和小型銀行（28家城市商業(yè)銀行和農(nóng)村商業(yè)銀行）并分別考察貨幣政策工具對三類銀行流動性的影響。雖然近來有部分股份制銀行的資產(chǎn)規(guī)模與國有銀行的水平相接近，但由于我們考察的樣本期是從2013年開始的，因而這種劃分是合乎實際的。表4、表5和表6分別是考慮銀行類型后貨幣政策工具對銀行流動性水平（存貸比、流動性資產(chǎn)比例和現(xiàn)金與央行存款比率）的影響。

表4匯報了貨幣政策工具對各類型銀行存貸比的回歸結果。第（1）至（3）列分別是 SLF對大型、中型和小型銀行的存貸比回歸結果，結果顯示，SLF只對中型銀行的存貸比回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著，這表明SLF對中型銀行的存貸比有顯著的正向影響（顯著性水平為10%），即SLF會顯著提高中型銀行的存貸比進而降低其流動性水平，而其對大型和小型銀行的存貸比均沒有顯著影響。注意到在全樣本回歸中SLF對銀行存貸比無顯著影響這一結論，那么SLF對中型銀行存貸比的正向影響效應就具有特別的政策意義。第（4）至（6）列分別是MLF對大型、中型和小型銀行的存貸比回歸結果，結果顯示，MLF只對中型銀行存貸比有顯著的正向影響（顯著性水平為1%），即MLF會顯著提高中型銀行的存貸比進而降低其流動性水平，而對大型和小型銀行的存貸比均沒有顯著影響。第（7）至（9）列分別是OMO對大型、中型和小型銀行的存貸比回歸結果，結果顯示，OMO對大型、中型及小型銀行存貸比的回歸系數(shù)均為正，且對中型及小型銀行存貸比的回歸系數(shù)分別在5%和10%的顯著性水平上顯著，這說明OMO會顯著提升中型和小型銀行的存貸比進而降低其流動性水平，而對大型銀行流動性沒有影響。

表5匯報了貨幣政策工具對各類型銀行流動性資產(chǎn)比例的回歸結果。第（1）至（3）列分別是 SLF對大型、中型和小型銀行的流動性資產(chǎn)比例回歸結果，結果顯示，SLF只對中型銀行的流動性資產(chǎn)比例回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著（與全樣本回歸結果一致），這表明SLF對中型銀行的流動性資產(chǎn)比例有顯著的負向影響（顯著性水平為10%），即SLF會顯著降低中型銀行的流動性資產(chǎn)比例進而降低其流動性水平，而其對大型和小型銀行的流動性資產(chǎn)比例均沒有顯著影響。第（4）至（6）列分別是MLF對大型、中型和小型銀行的流動性資產(chǎn)比例回歸結果，結果顯示，MLF對大型和中型銀行的流動性資產(chǎn)比例均有顯著的負向影響（顯著性水平分別為5%和1%），即MLF會顯著降低大型銀行和中型銀行的流動性資產(chǎn)比例進而降低其流動性水平（與全樣本回歸結果一致），而對小型銀行的流動性資產(chǎn)比例沒有顯著影響。此外，MLF對中型銀行流動性資產(chǎn)比例的降低作用（系數(shù)為-0.004）大于其對大型銀行流動性資產(chǎn)比例的降低作用（系數(shù)為-0.001）。第（7）至（9）列分別是OMO對大型、中型和小型銀行的流動性資產(chǎn)比例回歸結果，結果顯示，OMO對大型、中型及小型銀行的流動性資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)均為負，但只對中型銀行的回歸系數(shù)顯著（顯著性水平為10%），這說明OMO只會降低中型銀行的流動性水平而對大型銀行和小型銀行的流動性資產(chǎn)比例沒有顯著影響。

表6匯報了貨幣政策工具對各類型銀行現(xiàn)金與央行存款比率的回歸結果。第（1）至（3）列分別是 SLF對大型、中型和小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率回歸結果，結果顯示，SLF只對大型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著（與全樣本回歸結果一致），這表明SLF對大型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率有顯著的負向影響，即SLF會顯著降低大型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率進而降低其流動性水平，而其對中型和小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率均沒有顯著影響。第（4）至（6）列分別是MLF對大型、中型和小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率回歸結果，結果顯示，MLF只對大型銀行現(xiàn)金與央行存款比率有顯著的負向影響（顯著性水平為1%），即MLF會顯著降低大型銀行現(xiàn)金與央行存款比率進而降低其流動性水平（與全樣本回歸結果一致），而對中型及小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率沒有顯著影響。第（7）至（9）列分別是OMO對大型、中型和小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率回歸結果，結果顯示，OMO對大型、中型及小型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率的回歸系數(shù)均為負但都不顯著，這說明OMO對三類銀行的現(xiàn)金與央行存款比率均沒有影響。

（三）貨幣政策工具與商業(yè)銀行流動性水平：穩(wěn)健性分析

在MPA框架下流動性監(jiān)管指標包括流動性覆蓋率和凈穩(wěn)定資金比率，但凈穩(wěn)定資金比率樣本量太小，本研究只選擇了流動性覆蓋率進行考察。

為了檢驗以上經(jīng)驗研究結論的穩(wěn)健性，本文以MPA框架下流動性監(jiān)管指標流動性覆蓋率（LCR）為銀行體系流動性的代理指標，并在（1）式中加入LCR的滯后項作為解釋變量進行系統(tǒng)GMM回歸。上市商業(yè)銀行自2015年才開始公布流動性覆蓋率，因而樣本區(qū)間為2015年1季度至2018年4季度。按照MPA的監(jiān)管要求，有21家上市銀行連續(xù)或間斷公布了流動性覆蓋率這一監(jiān)管指標，因而最終的樣本數(shù)據(jù)是自2015年1季度至2018年4季度的非平衡面板數(shù)據(jù)。表7匯報了回歸結果，其中，第（1）、（5）和（9）列分別是三種貨幣政策工具對銀行流動性覆蓋率的總體影響，第（2）至（4）、（6）至（8）及（10）至（12）則分別是三種貨幣政策工具對大型、中型及小型銀行流動性覆蓋率的回歸結果。第（1）、（5）和（9）列的結果顯示，SLF、MLF以及OMO對流動性覆蓋率的回歸系數(shù)均為負，但僅有MLF的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著。進一步分銀行類型的回歸表明，SLF僅對小型銀行的回歸系數(shù)為負且在5%的水平上顯著;MLF對中型及小型銀行的流動性覆蓋率均為負，且分別在10%和5%的水平上顯著;而OMO對大型、中型及小型銀行流動性覆蓋率的回歸系數(shù)雖然均為負，但均不顯著。綜上所述，相對前三個度量銀行流動性的指標來說，傳統(tǒng)貨幣政策工具（OMO）和結構性貨幣政策工具（MLF）對其的影響均弱化。

五、研究結論

利用43家上市商業(yè)銀行2013年至2018年的季度數(shù)據(jù)，本文就貨幣政策工具對商業(yè)銀行流動性水平的影響進行了規(guī)范的實證分析。本文的研究結論如下所述：

第一，就我們所考察的樣本范圍而言，總體來說，傳統(tǒng)貨幣政策工具（公開市場操作）和結構性貨幣政策工具（常備借貸便利、中期借貸便利）對商業(yè)銀行流動性水平具有顯著負向影響。我們的實證分析表明，SLF、MLF及OMO對銀行流動性資產(chǎn)比例均具有顯著負向影響;SLF和MLF對銀行現(xiàn)金與央行存款比率具有顯著負向影響，而OMO則對銀行現(xiàn)金與央行存款比率沒有顯著影響;MLF對銀行存貸比有顯著正向影響，而SLF和OMO則對銀行存貸比沒有顯著影響;SLF對銀行流動性覆蓋率有顯著負向影響，而MLF和OMO則對銀行流動性覆蓋率沒有顯著影響。

第二，就我們所考察的樣本范圍而言，貨幣政策工具對不同類型銀行的流動性影響存在顯著差異。具體來說，SLF和MLF只對中型銀行的存貸比有顯著正向影響，同時，他們也只對大型銀行的現(xiàn)金與央行存款比率具有顯著的負向影響;SLF只對中型銀行的流動性資產(chǎn)比例具有顯著負向影響，而MLF則僅對大型銀行和中型銀行的流動性資產(chǎn)比例具有顯著的負向影響;SLF僅對中型與小型銀行的流動性覆蓋率有顯著負向影響，MLF則只對小型銀行的流動性覆蓋率有顯著負向影響;OMO則僅對中型和小型銀行的存貸比有顯著正向影響，同時，它也僅對中型銀行的流動性資產(chǎn)比例具有顯著負向影響，但對大中小型銀行現(xiàn)金與央行存款比率及流動性覆蓋率均沒有顯著影響。

第三，傳統(tǒng)貨幣政策工具對商業(yè)銀行流動性水平的影響效應弱于結構性貨幣政策工具的作用。全面比較SLF、MLF及OMO對商業(yè)銀行流動性的影響結果可知，作為傳統(tǒng)貨幣政策工具的公開市場凈投放對現(xiàn)金及央行存款比率以及流動性覆蓋率均沒有顯著影響，即OMO對銀行流動性的影響要弱于結構性貨幣政策工具，也就是說，結構性貨幣政策工具對銀行流動性的調控作用要強于傳統(tǒng)貨幣政策工具，這可能表明結構性貨幣政策工具在實踐上是必要的，也是成功的。

第四，流動性覆蓋率受貨幣政策工具的影響較小。流動性覆蓋率是MPA考核框架下的流動性監(jiān)管指標，我們的實證分析表明，常備借貸便利和中期借貸便利對其有顯著影響，而公開市場凈投放對其沒有顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)對央行的流動性管理工具選擇具有重要意義。

基于以上結論，本文提出以下簡要的政策建議：

第一，除了設立統(tǒng)一的流動性監(jiān)管指標和監(jiān)測指標外，監(jiān)管當局可能需要針對不同銀行的規(guī)模和業(yè)務特征，設立針對性的監(jiān)測指標，以便于監(jiān)測各類型銀行的流動性狀況。不同類型的銀行由于其資產(chǎn)負債結構的差異對各項貨幣政策工具的反應不同，具體表現(xiàn)為其流動性水平對貨幣政策工具的響應不同。因此，針對不同銀行的流動性狀況，可能需要不同類型的結構性貨幣政策工具進行調控。

第二，商業(yè)銀行應該根據(jù)經(jīng)營目標及自身業(yè)務結構建立多層次的流動性調控計劃。中央銀行結構性貨幣政策的推出將會加大銀行體系的流動性供給，中小商業(yè)銀行需要在此沖擊下適時調整流動性創(chuàng)造計劃，與此同時，商業(yè)銀行應該基于自身業(yè)務結構確定合理的多層次的流動性調控計劃，以保證在信貸擴張過程中滿足流動性監(jiān)管要求。

第三，結構性貨幣政策工具的目標是通過影響商業(yè)銀行的流動性創(chuàng)造及流動性結構，實現(xiàn)商業(yè)銀行信貸資產(chǎn)的結構性運用以緩解經(jīng)濟運行中的結構性矛盾。因此，央行應該詳細披露結構性貨幣政策工具的操作對象、金額，充分發(fā)揮結構性貨幣政策的公告效應，引導各類市場主體對未來政策走向形成理性預期，以促進有效的貨幣政策傳導機制的形成。

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