当前位置:首页 —— 学术成果
我国银行业市场约束力实证研究

上海银监局 段海涛

巴塞尔新协议中,市场约束与最低资本要求、监督检查并列为三大支柱。市场约束可实时、连续地对银行产生影响,可大幅降低监管的成本、抑制银行的道德风险,对提高监管有效性具有积极意义。本文主要实证研究当前我国银行业的市场约束力,分析对监管有效性的影响,并提出相关政策建议。

一、文献回顾及研究思路

Bliss2001)把市场约束分成监督和影响两阶段,Flannery等(1996)提出类似的识别和控制两个部分。张强、佘桂荣(2006) 提出市场约束的两个前提条件:一是市场监控存在,即利益相关者能正确理解银行风险特征的变化并将这些评价考虑进银行的债券价格或存贷款利率等因素中去;二是市场影响存在,即债券价格及贷款利率变化使银行管理者做出反应,采取措施来减轻和改善银行经营环境的不利变化 。本文主要从“监控”机制和“影响”机制两个角度实证分析市场约束力。

国外有关实证研究主要集中于三方面:一是研究银行风险与存款利息率的关系。Hannan and Hanweck(1988)等人发现,未受保险的大额存单利率反映了银行风险 。由于我国利率市场尚未完全开放,因而本文未对此分析。二是研究银行风险与存款增长之间的关系,存款利率固定时,存款人将存款从风险高的银行转移到风险低的银行。Mantinez PeriaSchmucler(2001)发现银行存款与滞后风险变量指标之间存在负相关关系 DemirgucKunt and Huizinga(2004)研究结果表明大多数国家的利率对风险的敏感性显著,而存款增长率对银行风险的敏感性却不显著 。该分析方法可判知我国存款人对银行风险的敏感性,因而作为本文重点之一。三是研究银行风险与其次级债券定价之间的关系。FlannerySorescu(1996)JagtianiKaufmanand Lemieux(1999)MorganSironi (2000)De Young eta1(2001)等的实证研究,都发现了次级债券收益与银行风险有较强相关性。由于我国银行的次级债券品种较为单一、交易和流通不够活跃,缺乏实证分析的数据基础,因而本文不加分析。

国内有关实证研究的文献较少。何问陶和邓可斌(2004)研究发现资本充足率变化对收益率的影响不明显 。张正平、何文广(2005)从实际利息支出和银行存款增长两个方面测算对风险变化的反应,研究结果表明我国银行的市场约束力非常微弱

本文认为,市场约束的监督和影响的机制各侧重于微观和宏观层面。存款人和次级债持有人的市场约束机制反映了“监控”机制,主要在微观层面。而银行对市场作出的反应机制则更加复杂,银行采取行动往往基于综合权衡评价市场的整体反应,而非对单一相关利益者的评价做出反应。因此,“影响”机制更多体现于宏观层面。国内外学者对“影响”机制的研究大多从银行的公司治理角度入手,可解决银行激励和约束机制不足及市场敏锐性欠缺问题,但缺点是对“影响”机制难作实证研究。这大概是目前尚未见国内外有关实证分析银行反应程度的原因。本文认为,由于很难判断银行对市场的反应是出于对利益相关者还是对市场变动因素的考虑,况且,银行利益相关者的行动也很受市场环境的影响,两者之间存在互相作用和影响的复杂性,因此本文还首次尝试从宏观视角实证分析市场约束的“影响”机制。

??二、我国存款人市场约束情况实证研究

()模型设计

本研究基于DemirgucKunt and Huizinga(2004)的研究方法,基本思路是通过计算模型中存款增长率与银行风险变量间的相互关系和相关程度来考察银行业市场约束力。初步设立的基本模型为:

Yi,t=αi,t+βXi,t-1+εi,t? εi,t ~N(0,σ2)

式中,Yi,t为被解释变量、X为解释变量向量,i代表不同银行,t代表不同时期,Xi,t-1表示滞后一期的风险变量,εi,t为残差项。

根据一般理论,市场约束导致高风险的银行吸收的存款相对较少。本文采取滞后一期的风险变量,选取了资本充足率、不良贷款率、风险资产利润率、资产流动性比例、人民币超额备付金率、存贷款比例、最大十家存款客户定期存款占各项存款比重、账面投资收益/亏损率(有市价投资跌价/溢价占有市价投资账面价值的比例)、最大十家客户贷款比例等共9个指标,来衡量上期的市场风险、流动性风险、信用风险、信贷风险等存量风险,分别对应的系数为β1-β9。根据一般金融理论,若市场约束发挥作用,β2、β6、β7、β9的系数符号应当为负,β1、β3、β4、β5、β8的符号应当为正。

共分3种情形分别进行回归,第一种情形是将全部样本数据进行回归,第二种情形是对5家大型银行的数据进行回归,第三种情形是对12家中小银行进行回归分析,回归结果见表1

(二)数据分析和检验结果

选取样本银行17家,其中:大型银行5家、中小银行12家(中信、光大、华夏、广发、深发、招行、浦发、兴业、民生、恒丰、浙商、渤海);具体数据的样本期限为2007年—2009年各季度,数据来源于中国银监会非现场监管数据系统,凡是存在调整情况的数据均以调整后的数据为准。

需要说明的是,本文研究使用的数据样本不同于国内其他学者,选取了三四年内的季度数据,而非810年的年度数据,其主要理由:一是国内学者选取年度数据主要受限于数据的可获得性,一般数据来源于《中国金融年鉴》相应的各期,但本文认为近些年我国商业银行监管和改革变化巨大,用年份跨度过长的数据作分析难以真实反映银行业市场约束力的近况。二是数据的可比性非常重要。张正平、何文广(2005)研究中说明“由于统计口径的变化,导致我们的数据在具体内容上存在一定程度的不一致……也许问题更大的是关于流动资产项目中所包括的内容并不完全相同” 。若采取不同统计口径的数据,对实证研究的结果可信度产生很大影响,为此,本文选取2007-2009年的季度数据以确保数据统计口径一致性、可比性、容量够大。

依据样本,建立PANEL DATA,并使用stata10进行回归参数估计。估计结果显示,模型在情形1、情形3下拟合程度良好,方程整体回归较为显著;在情形2下拟合程度较差,整体明显逊色。表明中小银行的存款增长率对风险变量较为敏感,而大型银行存款增长率对风险变量的反应大都不够显著。

1各种情形对样本的估计结果

变量

情形1

情形2

情形3

ZCL i,t-1(资本充足率)

0.4483***0.1025

-0.38730.5368

0.4652***0.1124

BDL i,t-1(不良贷款率)

0.5571***0.1858

-0.56650.7781

-0.40950.4460

ZLL i,t-1(风险资产利润率)

-1.2272***0.5813

-0.50631.0503

-1.4582***0.6955

ZLR i,t-1(资产流动性比例)

0.1241***0.0390

0.09480.1127

0.1289***0.0472

CBJ i,t-1(超额备付金率)

0.06400.1729

0.17240.5463

-0.02790.1957

CDB i,t-1(存贷款比例)

0.1659***0.0555

-0.06900.2358

0.1270*0.0866

DCB i,t-1(最大十家存款客户定期存款占各项存款比重)

0.11830.1232

0.42860.7838

0.09450.1482

SSL i,t-1(账面投资收益率)

0.15990.1435

-0.11920.3145

0.11170.1824

DDB i,t-1(最大十家客户贷款比例)

0.00000.0019

-0.04130.1494

0.00220.0021

CONS

-0.14500.0540

0.11570.1578

-0.09460.0854

观察值总数

187

55

132

R2

0.2747

0.0572

0.3198

调整R2

0.2378

-0.1313

0.2696

F统计量

7.45

0.3

6.37

注:括号内为参数估计值的标准差,******分别代表在1%5%10%的统计水平上显著。

在情形1下,资本充足率变量、不良贷款率变量、风险资产利润率变量、资产流动性比例变量、存贷款比例变量都通过了1%水平上的显著性检验。资产流动性比例变量在3种情形下都取得了与预期符号相同的估计系数,且在情形1和情形3下都在1%的水平上显著,说明存款人比较重视银行的流动性风险。资本充足率变量在情形1和情形3下都在1%的水平上显著,但在情形2中估计系数符号为负,表明大型银行资本充足率不具备风险信号甄别作用,这与现实中国家对大型银行注资、控股、隐性担保,市场约束作用较差的情形是一致的。其他变量指标或者估计系数符号与预期相反,或者变量估计系数不显著,表明指标存在局限性,风险信号甄别作用不强。

在情形2下,所有变量系数都不显著,表明大型银行因拥有较多的国家隐性担保而妨碍了市场约束作用。

在情形3下,方程的拟合程度和解释能力均高于情形2,这与中小银行拥有较少的国家隐性存款担保有关。资本充足率变量、资产流动性比例变量都通过了1%水平上的显著性检验;风险资产利润率变量通过了5%水平上的显著性检验。

(三)主要结论

1.在多数情形下,我国商业银行的市场约束虽然较弱,但还是显著存在的,特别是资产流动性比例变量指标,风险甄别功能较强,这与张正平、何广文(2005)的研究结论不太一致,主要原因可能在于本文在样本选取、风险变量选取上均有较大差异。本文的样本银行数量更多、数据更新、数据可比性强、样本容量更大,方程的拟合程度和变量系数显著性更高,因而结论的可信度更高。

2.理论观点认为我国大型银行由国家注资、股改上市,受隐性担保影响,其市场约束要比中小银行差,实证结果也验证了这一观点。

3.在风险变量中,资产流动性比例变量的估计结果最为理想,说明存款人较为关心银行的流动性风险。资本充足率变量指标可用于区分大型银行和中小银行在市场约束差异上最显著的变量指标,这与何问陶和邓可斌(2004)的实证结果也存在差异。

三、宏观视角的市场约束机制实证分析

()模型设计

我们建立以下的计量经济学模型,来考察“影响”机制:???

Yt=αt+βXt+εt? εt ~N(0,σ2)

式中,Yt为被解释变量、X为解释变量向量,t代表不同时期,Xt是宏观经济变量的向量,εt为残差项。

根据一般理论,银行能否根据市场信号及时调整经营管理策略,可主要看其主动调控贷款规模和增长速度程度。因此,本模型的被解释变量,选取全社会金融机构汇总的贷款增长速度;解释变量选取了CPI环比、宏观经济景气指数、社会消费品零售总额环比、定期1年存款利率、M0/存款余额等5个指标,来衡量市场宏观经济形势,分别对应的系数为β1-β5。一般认为,前三个指标能反映宏观经济走势;定期1年存款利率反映了政策对中长期宏观经济形势的态度;M0/存款余额反映了公众相对于存款持有现金的偏好,银行若系统性风险上升,存款人持现愿望强,该指标上升。根据上述分析,若市场约束发挥作用,β5的系数符号应当为负,β1、β2、β3、β4的符号应当为正。

我们共分3种模型分别进行回归。第一种情形是将全部样本数据进行回归,第二种情形是对1997——2006年的数据进行回归,第三种情形是对2007年——2010年的数据进行回归分析。这样分期的原因在于:1997年东南亚金融危机爆发,对全球金融经济产生了较大冲击。2007年美国次贷危机爆发,形成全球金融危机。这两次重大金融危机对于国际金融都产生了巨大影响。对银行而言,这意味着市场环境发生了巨大变化。这给予了我们机会,来考察银行在特殊市场条件下的反应程度。

(二)数据分析和检验结果

选取样本为全部银行业金融机构;具体数据的样本选定为19971月—201010月各月份的数据,数据来源于《中国金融统计年鉴》各期和wind资讯。依据样本,建立面板数据模型,并使用Stata10进行回归参数估计。

估计结果显示(表2),在情形1、情形3下模型的拟合程度较好,方程整体回归系数较为显著。在情形2下,模型的拟合程度较差。由此可见,1997年—2006年我国银行业贷款增长率对市场信号的反应程度不够显著;而20072010年的反应程度较为显著,呈现加强的趋势。

2 各种情形对样本的估计结果

变量

情形1

情形2

情形3

CPIt(CPI环比)

0.0016*0.0010

0.00020.0011

-0.00020.0028

PROt(宏观经济景气一致指数)

-0.0008**0.0003

0.00060.0005

-0.0015** 0.0006

EXPt(社会消费品零售总额环比)

-0.01520.0128

0.00760.0136

-0.0199 0.0300

RATAt(定期1年存款利率)

0.0010 *0.0006

0.00080.0007

-0.0051 *0.0026

DEPt(央行货币发行M0/存款余额)

-0.1447 ***0.0528

0.06540.0831

0.5457 **0.2432

CONS

0.0978***0.0376

-0.05340.0514

0.1408 **0.0622

观察值总数

166

120

46

R2

0.0543

0.0415

0.3563

调整R2

0.0247

-0.0006

0.2758

F统计量

1.84

0.99

4.43

注:括号内为参数估计值的标准差,******分别代表在1%5%10%的统计水平上显著。

在情形1下,M0/存款余额的变量(dep)通过了1%水平上的显著性检验;宏观经济景气一致指数变量(pro)通过了5%水平上的显著性检验。CPI环比变量(cpi)接近通过10%水平上的显著性检验。宏观经济景气一致指数变量(pro)在情形1和情形3下都通过了5%水平上的显著性检验,但其估计系数符号与预期相反,这可能与数据选择的时期有关,一定程度上表明金融危机后,企业家判断经济探底回升,预期向好,而银行的审慎态度趋强。其他变量指标不明显。

在情形2下,模型的所有变量系数都不显著,说明1997年—2006年期间银行的贷款增长率对其宏观经济变量指标的敏感性较差,这可能与当时银行市场化程度不强有关。

在情形3下,方程的拟合程度和解释能力均高于情形2,说明我国银行监管的深化和股改上市等举措,提高了银行对宏观经济数据和风险因素的敏感性。但各变量估计系数与预期差异较大,表明了指标的局限性,同时也与我国银行贷款增长受国家货币政策和财政政策影响较大有关。

(三)主要结论

1.近些年,我国银行业对市场信号的敏感性和反应程度趋强,尤其是金融危机后审慎态度趋强,这与现实中随着我国风险监管和审慎监管的加强,银行风险防范意识明显增强的情况是一致的。市场约束的“影响”机制还是弱性存在的。

2.从宏观变量的估计系数情况看,我国银行业贷款增长率受选取的解释变量以外的因素影响可能较大,包括受国家对经济的刺激力度、调控政策等因素影响,因而选取的宏观变量在解释性方面仍显不足。

3.在实证分析中我们采取了不同时期区间分段估算,优点在于可以对银行市场约束的“影响”机制效果对比分析,缺点是数据的收集和变量选择受到一些限制,如GDP即使采用季度数据也只有较少的观察值,因而未采用。这些缺憾,有待于在今后完善。

四、市场约束对我国监管有效性的影响及政策建议

(一)市场约束对监管有效性的影响

本文实证研究表明,我国银行业具有一定市场约束力,存款人会在一定程度上关注银行风险,银行对市场信号的反应程度和风险意识趋于增强,表明我国银行监管“管法人、管风险、管内控、提高透明度”已见成效。同时,也应看到,市场约束对银行监管具有重要的补充作用,我国市场约束力整体还是较弱,对监管有效性产生一些影响:

1.我国市场约束力弱,银行机构规模的扩张受到其经营状况等因素制约较少,容易诱发粗放式经营,且难以为监管当局提供充分有效的市场信号来监管决策参考。如在城市商业银行异地设立分支机构问题上,有关市场竞争和风险变化等市场信号仍不明确。

2.银行的整体反应程度较弱,表明银行体系可能还是存在一定的道德风险,银行往往过于关注抢占市场份额、追求利润增长而忽视风险,容易造成与监管的目标背离。

3.存款人容易产生逆向选择,可能会把资金投向违规吸储的银行,给各种非法吸储活动以机会。存款人市场约束力较弱,表明存款人对违规银行的揽储行为缺乏鉴别力,因相信政府会保护存款人利益,在选择存款机构时产生道德风险。

4.市场约束弱导致过度依赖官方监管来控制风险,这必然带来监管成本的上升,也会增加银行的执行成本。

(二)政策建议

为了进一步增强监管有效性,有必要提高银行业的市场约束力。

1.审慎建立金融安全网。应缩小国家隐性担保的范围,审慎运用央行的最后贷款人制度和设计显性存款保险制度,因为这可能会增加银行的道德风险、降低市场约束力。国外有研究表明,设计不当的显性存款保险制度可能增大一国发生银行危机的概率。因此有必要谨慎设计和看待显性存款保险制度等有关金融安全网的制度建设。

2.在银行监管指标上除了关注资本充足率,还应当重点监测资产流动性比率,市场之所以关注该指标,可能与资本难以测算而流动性问题则难以隐瞒有关,后者能够更好地反映银行的清偿能力。这对于我国中小型银行,尤其是村镇银行等监管具有参考意义。

3. 加强信息披露,应在健全信息披露制度的同时,加大对银行信息披露的真实性、合性检查;此外,还应将市场信息与监管机构掌握的监管信息结合起来,以缩短监管认识和行动的时滞,对银行风险状况和条件的变化作出更加准确的判断和预测。

4.正确看待官方监管和市场约束的关系,加强两者的协调和互补作用。官方监管应考虑加强有关市场制度的建设,为市场约束发挥作用创造条件;并关注有关银行创新业务的市场反应和市场信号,发挥市场对其风险的约束作用。

5.发挥社会中介机构的作用。会计师事务所、律师事务所等中介机构可增强社会对银行风险状况的监督力度,并引导公众对银行披露信息的理解和判断。

6.鼓励有条件的银行上市,以形成更为广泛的银行利益相关者,培育多渠道、多角度的市场监督的激励机制。

7.加强公众金融知识教育和宣传,以提高存款人、投资人等银行的利益相关者的风险意识和判断能力,增强市场的约束力量。

 

(责任编辑:梁亮   类型: 转载   来源:上海银监局段海涛 )      
版权所有 中央金融团工委 全国金融青联
地址:北京市西城区金融大街甲15号  邮政编码:100140   本网站已被访问2602768