宏觀審慎管理視角下我國商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的系統(tǒng)風險研究

張 煒

(中國人民銀行西安分行貨幣信貸管理處，陜西西安 710000)

一、引 言

后國際金融危機時期，建立和完善宏觀審慎管理成為全球各國強化與改革金融監(jiān)管體系的重要措施。我國已將構建宏觀審慎管理框架作為“十二五”時期深化金融體制改革的首要任務。中國人民銀行行長周小川對于宏觀審慎管理給出了解釋，即“從金融系統(tǒng)性穩(wěn)定的角度出發(fā)，在保持微觀健康的前提下，還需要考慮宏觀總體的系統(tǒng)性穩(wěn)定和健康。”［1］

雖然目前我國金融業(yè)仍然實行分業(yè)經(jīng)營，分業(yè)監(jiān)管體制。但是隨著國際上金融業(yè)混業(yè)經(jīng)營趨勢的日趨明顯，商業(yè)銀行開始轉向新的、非傳統(tǒng)業(yè)務作為維護其金融中介地位、獲得更高收益的一種方式［2］。大力發(fā)展非利息業(yè)務成了目前商業(yè)銀行經(jīng)營的主流［3］。我國的金融機構也在不斷通過金融創(chuàng)新來實現(xiàn)其業(yè)務的跨界經(jīng)營。金融機構的混業(yè)經(jīng)營行為是對我國當前金融監(jiān)管制度的一個重大挑戰(zhàn)，也成為系統(tǒng)性風險積累的重要誘因。從金融業(yè)發(fā)展的歷史軌跡來看，金融機構的混業(yè)經(jīng)營行為多表現(xiàn)為銀行業(yè)與證券業(yè)的合作，金融風險的加劇也多發(fā)生于銀證合作，而當前我國銀行業(yè)無論是絕對總量還是相對發(fā)展速度，在金融業(yè)中均處于絕對主導地位。因此，本文通過對我國商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營行為機理及其對系統(tǒng)風險的影響進行理論推演，并從宏觀審慎管理的視角對當前商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營績效進行實證考察，以期對我國宏觀審慎管理框架構建有所啟示。

二、商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營行為機理分析

金融理論領域普遍認為金融資產的低專用性特征為金融機構實行混業(yè)經(jīng)營提供了最基本的條件。為了考察商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的動因，以及由此引發(fā)的收益及風險形成機理。本文在借鑒Wolf Wagner［4］理論模型的基礎上，構建旨在描述商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營行為的理論模型，從風險和收益的角度分析我國商業(yè)銀行的混業(yè)動機及其對系統(tǒng)風險的影響，對我國商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的行為進行一個理論演繹。

其中，0≤ω≤1，ω與特殊性波動相關。1期的回報ηi及總體波動部分和商業(yè)銀行的特殊波動部分εi的均值都為0。

為了項目能夠繼續(xù)，需要在1期注入流動性l(l＞0)。如果有資金注入，則項目可以在原商業(yè)銀行繼續(xù)，在2期獲得收益R并歸還l。如果沒有資金注入，則項目不能持續(xù)，2期的回報為0。另外，假如項目在另一家機構繼續(xù)，則項目的回報只有γR(0≤γ≤1)及流動性注入l。(1－γ)R是原商業(yè)銀行的損失，因為接手項目的商業(yè)銀行不是項目的最佳操作者，γ=0意味著沒有其他商業(yè)銀行愿意接手項目。

在1期實現(xiàn)項目收益后，商業(yè)銀行可以通過在市場上交易流動性來平整其流動性需求。一個商業(yè)銀行在借貸前的流動性由0時期流動Li性投資加上1期的風險投資回報:

Xi∈［0，1］表示0期的風險投資。該商業(yè)銀行的流動性需求就是項目繼續(xù)所需要的流動性:=Xil。這表明商業(yè)銀行的(凈)流動性需求(－Li)中含有異質成份。通過方程(2)我們可以得到經(jīng)濟系統(tǒng)中的總流動性:L=是風險資產的總投資。由大數(shù)定律可知，商業(yè)銀行受積極和消極沖擊的概率各占一半。因此，我們令j∈［0，1］，則當時商業(yè)銀行受積極沖擊時商業(yè)銀行受消極沖擊。此時可以重新寫作:因為sx'j是對稱的，即該表達式為零。所以。經(jīng)濟系統(tǒng)中的總流動性需求為

當L≥LD時，項目的流動性供給充足。當L＜LD時，經(jīng)濟體系中的流動性短缺，一些商業(yè)銀行會出現(xiàn)流動性不足。如果商業(yè)銀行沒有流動性注入，則項目價值為0，因為這時需要在非常高的利率水平下融資。我們假定在這種情況下商業(yè)銀行融資是不可能的，因為這時的融資意味著風險向融資商業(yè)銀行的轉移。商業(yè)銀行預期到這種結果后會抑制放款。

即使在0期允許商業(yè)銀行間相互擁有低利率水平的信貸額度，也不會改善同業(yè)市場流動性的分配效率。因為無流動性短缺的商業(yè)銀行可以通過向虧損商業(yè)銀行融資而獲利，所以商業(yè)銀行在危機中總是努力獲取信貸額度而不考慮他們時間中是否真的有流動性需求。因為流動性是不可觀測的，所以信貸額度也就不能對商業(yè)銀行同業(yè)市場提供穩(wěn)定性。

我們假定L＜LD時，即L=1－X+εX＜LD=Xl時，或是總沖擊ε＜時，系統(tǒng)發(fā)生流動性危機，其中:

相對的，受到積極沖擊時，商業(yè)銀行不僅可以首先滿足自身的流動性需求，同時可以利用剩余的流動性投資其它資產。假設流動性剩余為(Li－Xil)，它可以投資(Li－Xil)/l－Xi的資產，假設期收益是γR。此時商業(yè)銀行的總收益為:

因此，商業(yè)銀行0期的期望總收益Wi可以表示為:

根據(jù)(5)、(6)、(7)，式(8)可以轉化為:

于是，(9)可以被表示為:

在(11)中，每個商業(yè)銀行都會通過考慮(2)所表示的流動性持有以及風險投資總量(根據(jù)ε和π)來確定Xi的水平，以最大化期望總收益Wi。因此，最優(yōu)的Xi水平應該滿足以下條件:

由于項目的回報是由整個經(jīng)濟系統(tǒng)的總體投資水平?jīng)Q定的，而不是某個商業(yè)銀行的個體投資水平Xi決定的，所以社會總體有效投資是最大化所有商業(yè)銀行收益的有效投資，應該由所有商業(yè)銀行的回報總和來決定:

命題1:商業(yè)銀行會努力開展混業(yè)經(jīng)營。

如果將(14)中的(1－qi)表示為ω，則(14)與(2)是相同的。因此，當前的設置符合總體模型的假設條件，可以將其納入模型。

由(11)可知qi的增加可以增加商業(yè)銀行的收益:

這是因為如(15)所示，1單位qi的增加將導致商業(yè)銀行異質要素流動性通過sXi而減少。于是，假如商業(yè)銀行遇到消極沖擊，混業(yè)通過sXi提高流動性，商業(yè)銀行可以通過持有更多的sXi/l資產而獲利;假如商業(yè)銀行遇到積極沖擊，商業(yè)銀行流動性將低于sXi，意味著持有比sXi/l更少的資產。因為γ＜1，所以前者的收益比后者的損失要大?；蛘哒f，混業(yè)使商業(yè)銀行的流動性水平與商業(yè)銀行的平均流動性水平更加接近，從而使其在遇到消極沖擊時損失更小，遇到積極沖擊時收益更大。依據(jù)模型的大數(shù)定律假設，遇到積極和消極沖擊的概率相同，所以混業(yè)經(jīng)營后的期望收益更大。因此，商業(yè)銀行從自身收益的視角考慮，將會努力通過各種方式和手段實推行混業(yè)經(jīng)營，命題1得證。

由(4)可知，銀行的流動性危機概率π只受風險資產的總體投資影響，而不受商業(yè)銀行流動性持有的特殊沖擊所影響。所以，商業(yè)銀行的混業(yè)經(jīng)營行為不論是對其個體還是整個商業(yè)銀行體系的穩(wěn)定性都不會產生直接影響。但是，混業(yè)經(jīng)營會通過對商業(yè)銀行流動性和風險資產投資的影響而對系統(tǒng)性風險產生影響:

命題2:商業(yè)銀行的混業(yè)經(jīng)營將使銀行業(yè)系統(tǒng)風險增加。

證明:由(12)可知，

因此，將資產分配于風險資產比分配于流動性更具備吸引力。即混業(yè)經(jīng)營將使商業(yè)銀行更傾向于投資風險資產:dXi/dqi＞0。由命題1可知，商業(yè)銀行的混業(yè)經(jīng)營最終將導致總投資X上升，而流動性需求L下降。由(4)可知，商業(yè)銀行流動性危機發(fā)生的概率上升。命題2得證。

以上理論推演證明商業(yè)銀行有著充分的混業(yè)經(jīng)營動機，并指出了商業(yè)銀行的混業(yè)經(jīng)營行為會使整個金融體系的系統(tǒng)風險提高。但是各商業(yè)銀行從自身的收益角度考慮，會存在漠視金融系統(tǒng)風險的傾向。因此，個體的混業(yè)選擇會導致金融體系的系統(tǒng)風險。

三、實證檢驗

(一)商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營發(fā)展趨勢分析

從已有的研究來看，商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的發(fā)展狀況，主要通過其非利息收入的相關指標反映。由于各商業(yè)銀行公布的財務數(shù)據(jù)詳細程度有所不同，會計處理方法也存在差異，很難對各項業(yè)務收入做出統(tǒng)一口徑的統(tǒng)計，本文只把銀行的業(yè)務收入分成利息收人和非利急收入兩項?？偸杖氚ɡ⑹杖?、營業(yè)外收入、投資收益、手續(xù)費收入、匯兌收入和其他收入等。為了統(tǒng)一計量口徑，方便比較，本文參照國際銀行業(yè)對于利息收入與非利息收入的分類標準對利息收入和非利息收入進行界定。其中，利息收入包括貸款利息收入、債券利息收入和金融企業(yè)往來收入;非利息收入包括手續(xù)費及傭金收入、投資收益、匯兌損益以及其他營業(yè)收入。

1993年我國分業(yè)監(jiān)管體制形成之后，我國銀行業(yè)的市場化經(jīng)營才逐漸進入實質運行階段。因此，此后公布的財務數(shù)據(jù)能夠比較準確地反映銀行業(yè)自身的經(jīng)營狀況。本文以1996年為起點，依據(jù)我國商業(yè)銀行的存續(xù)時間，選擇13家商業(yè)銀行作為我國銀行業(yè)的整體代表進行研究。這13家商業(yè)銀行包括4家國有商業(yè)銀行:中國工商銀行、中國農業(yè)銀行、中國銀行、中國建設銀行，和9家股份制商業(yè)銀行:交通銀行、中信實業(yè)銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、深圳發(fā)展銀行、興業(yè)銀行、浦東發(fā)展銀行(符合選擇條件還有廣發(fā)銀行，但由于數(shù)據(jù)的可得性問題，將其剔除)。由于本文以考察系統(tǒng)穩(wěn)定性為目的，因此我們采用加總平均，將13家銀行作為一個整體，通過對非利息收入在營業(yè)收入中的占比及其增長率的變化來對銀行業(yè)的混業(yè)發(fā)展趨勢進行描述。其中，利息收入和非利息收入均為凈值，即:

凈利息收入=利息收入－利息支出

非利息收入=手續(xù)費及傭金凈收入+投資收益+匯兌損益+其他營業(yè)收入=手續(xù)費及傭金收入－手續(xù)費及傭金支出+投資收益+匯兌損益+其他營業(yè)收入

通過銀行業(yè)利息收入及非利息收入在總收入中的占比可以發(fā)現(xiàn)，如圖1，雖然在絕對量上非利息收入在總收入中的占比較低，在大多數(shù)年份均處于20%的水平以下，但是非利息收入呈現(xiàn)出增長趨勢，尤其是自1998年之后，表現(xiàn)出明顯的增長趨勢。

其次，從銀行業(yè)利息收入及非利息收入的增長速度來看，如圖2，在1996年至2009年的14年間，非利息收入的增長率高于利息收入增長率的年份為7年，恰好占到總年份的一半。但是自2003年開始，非利息收入的增長率呈現(xiàn)出強勁的增長趨勢，從2003年到2009年的7年間，非利息收入增長率超過利息增長率的年份占到5年，與混業(yè)發(fā)展的國際趨勢表現(xiàn)出吻合。

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，當前我國銀行業(yè)的非利息收入在營業(yè)收入中的絕對量較小，我國商業(yè)銀行的混業(yè)經(jīng)營仍處于探索和起步階段。但是，從其發(fā)展趨勢來看，非利息收入無論是絕對量的增長還是相對增長速度均表現(xiàn)出明顯的增長趨勢。這是對命題1的有力佐證。

(二)商業(yè)銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營的系統(tǒng)風險考察

考察商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的系統(tǒng)風險，需要對其收益效應和風險效應進行整體研究。

1.變量選取

(1)收益指標的選取

根據(jù)已有文獻的研究，銀行的經(jīng)營績效主要是通過資產收益率(ROA)指標來衡量。資產收益率代表銀行的利潤最大化目標，這與本文的研究基礎十分符合，可以有效的驗證本文的理論分析結論。

(2)多元化指標的選擇

我們已經(jīng)通過非利息收入在營業(yè)收入中的占比，來對銀行的混業(yè)經(jīng)營趨勢進行統(tǒng)計描述。對于銀行業(yè)而言，其收入來源主要包括利息收入和非利息收入。收入結構的變化就是兩種收入形式在結構分配上的變動，也就是銀行混業(yè)經(jīng)營程度的反映。已有文獻對于銀行混業(yè)經(jīng)營績效的研究，多是以非利息收入為基礎構建出多元化指標來對銀行的混業(yè)程度進行描述。本文借鑒Stiroh和Rumble(2006)［5］的研究方法，采用DEV指標來衡量銀行的多元化程度。

DEV指標表示如下:

其中，WI是利息收入占營業(yè)收入的份額，WN是非利息收入占營業(yè)收入的份額，利息收入與非利息手之和為營業(yè)收入，即WI+WN=1。因此，上式也可以寫成:

由上式可知，DEV的值越高，表示多元化程度越高。如果DEV=0或DEV=1，則表明銀行收入完全依賴于單一渠道。

(3)其他變量的選取

表1 變量名稱及定義

盡管可以采用DEV指標來衡量銀行的混業(yè)經(jīng)營程度，但使用非利息收入份額作為關鍵變量仍然非常重要。這一變量的因素意義在于以下幾方面:首先它是資產組合理論的均值規(guī)則中必須的變量，如果非利息收入在營業(yè)收入中的占比分別為0.4和0.6的兩家銀行，他們雖然具有相同的DEV值，但是他們實施的確實完全不同的經(jīng)營戰(zhàn)略，因此需要直接引入非利息收入份額對這一變化進行控制;另一方面，通過非利息收入份額指標的引入，可以在接下來的模型分析中進行一個效應分解，這也是本模型分析的關鍵所在。

模型所包含的其他可能影響收益的因素有:銀行資本比率，該變量可以控制杠桿效用，如風險偏好的銀行有可能持有更少的資本;資產規(guī)模，該變量可以通過規(guī)模級別來解釋不同規(guī)模銀行在收益方面的系統(tǒng)差別;信貸比率，反映生息資產在總資產中的應用狀況。

2.模型構建

回歸方程如下:

其中，i表示銀行，t表示年度，θi，t表示銀行i在時間t的外生變量部分。α1測量了銀行收入多元化對銀行收益的影響，如果多元化經(jīng)營能改善銀行收益，則α1＞0，否則，α1＜0。α2測量了非利息收入份額對銀行收益的影響，如果非利息收入的邊際增長可以增加銀行收益，則α2＞0，否則α2＜0。

通過對樣本銀行的相關數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計(表2)，可以發(fā)現(xiàn)，非利息收入目前仍不是我國商業(yè)銀行經(jīng)營的主要業(yè)務，凈利息收入仍占據(jù)商業(yè)銀行收入的主導地位，非利息收入占比較低，其占比平均值平均為18.32%，相當于美國商業(yè)銀行上世界80年代的水平。非利息收入份額的標準差達0.1911，表明各家銀行非利息收入份額的差異較大。

表2 解釋變量的統(tǒng)計性描述

3.模型回歸

由于變量中既包括衡量銀行多元化的指標，又包括非利息收入的份額，而多元化指標DEV又是非利息收入份額的二次函數(shù)。所以，整個回歸方程就不是線性的，而是關于非利息收入份額的二次非線性模型。我們的最終目的是探求DEV和WN對銀行收益的影響，獲得α1、α2。因此，將多樣化指標DEV視為二次變量的替換函數(shù)，這樣就可以對模型直接進行OLS估計，不影響參數(shù)值估計。

根據(jù)1996－2010年13家商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)建立非平衡的面板數(shù)據(jù)，通過Eviews6.0進行模型估計。本文采用的是變截距固定效應模型。為了消除截面數(shù)據(jù)可能造成的異方差，模型選擇橫截面加權，即廣義最小二乘法(GLS)進行估計。同時，通過對解釋變量的簡單相關系數(shù)檢驗表3發(fā)現(xiàn)，解釋變量之間的相關系數(shù)較大，所以在在多元回歸模型中可能存在多重共線性。因此，需要采用逐步回歸分析。

表3 解釋變量的相關系數(shù)矩陣

根據(jù)本文的研究需要，多元化指標DEV和非利息收入份額WN是模型必須保留的基礎變量，因此在逐步回歸中剔除了多元化指標DEV和非利息收入份額WN以外任何一個變量不顯著的方程。由此對方程(3)的回歸分析結果見表4。

表4 ROA非平衡面板數(shù)據(jù)回歸模型結果

根據(jù)逐步回歸分析的結果，在考慮所需分析變量顯著性的條件下，選擇方程擬合度較高的模型，ROA回歸模型選擇模型(4)的變量組成。由此得出回歸方程如下:

回歸結果表明，銀行的WN每增加一個單位，銀行的ROA將增加0.0050個單位，而且穩(wěn)健性檢驗證明這種正相關關系相當穩(wěn)定，說明非利息收入的邊際增加會導致銀行收益的增長。但是，多元化指標DEV增加一個單位，銀行的ROA下降0.0057個單位，銀行的多元化效應與銀行收益負相關。而且通過不同變量的穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，這種負相關關系相當穩(wěn)定，說明銀行的多元化經(jīng)營同時又降低了銀行的收益。

于是，銀行混業(yè)發(fā)展對于銀行收益的影響到底如何必須通過進一步深入的分析才能得出結論，而本模型的設定恰恰具備了這種分析條件。

(三)銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營效應分解

以上回歸分析所給出的結果表明，回歸分析中非利息收入份額的增長確實可以促進銀行收益的增加，但是非利息收入所帶來的多元化效應卻又對銀行的收益產生了負效應。那么，商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的對于銀行收益的最終影響到底如何呢?

如果回歸方程(19)對非利息收入份額WN求偏導，則有:

顯然，(21)式左邊表示非利息份額變動一單位對銀行收益的總體影響，它們可以由等式右邊的兩項內容來解釋。第一項表示非利息收入導致的多元化效應對于銀行收益的效應，可以理解為多元化對于銀行收益的間接效應。這個效應由αi的符號及非利息收入份額的大小共同決定:如果銀行的非利息收入份額小于0.5，?DEV/?WN＞0，則表明WN的邊際增加將產生多元化效應;如果銀行的非利息收入份額超過0.5，?DEV/?WN＜0，則表明WN的邊際增加將出現(xiàn)集中化效應，多元化收益隨之遞減。右邊的第二項是非利息收入份額對于銀行收益的直接效應。

同時，由于DEV=2WN－2W2N，所以有:

因此，商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營的直接效應為α2，間接效應為－4α1WNi，t+2α1。由于分解中的直接效應是銀行混業(yè)經(jīng)營的收益效應，間接效應則反映了銀行混業(yè)經(jīng)營的資產多元化所導致的收益波動性。這一分解的重要意義在于，可以使我們對當前銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營條件下的混業(yè)經(jīng)營的最終績效有一個非常清晰的認識。

表5利用回歸結果得出銀行非利息收入對不同收益指標的凈影響效應。由表5可知，在非利息收入平均占比可知條件下，銀行混業(yè)經(jīng)營的直接效應為正，非利息收入的邊際增加，可以直接帶來銀行收益的增加。同時，由于樣本銀行的非利息收入平均份額均在0.5以下，且DEV系數(shù)的估計值為負值，所以混業(yè)經(jīng)營的間接效應為負，說明由非利息收入增加帶來的多元化效應并沒有改善銀行的收益，反而降低了銀行的收益值。在混業(yè)經(jīng)營的直接效應為正，間接效應為負的情況下，由于間接效應的絕對值大于直接效應，最終導致非利息收入的邊際變化對于銀行收益的凈效應為負。

表5 非利息收入變動對銀行收益的影響效應分解

以上分析結果顯示，當前我國銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營帶來的收益不足以抵消混業(yè)經(jīng)營帶來的負效應，我國銀行業(yè)的混業(yè)經(jīng)營并未起到分散風險的作用。由于本文選擇的樣本銀行對于整個中國銀行業(yè)具有非常高的代表性，對于系統(tǒng)性風險的反映非常具有說服力，對命題2給出了充分證明。

四、結論及建議

從上述的研究我們可以得出以下結論與啟示:

第一，從微觀角度，理論上作為微觀個體的商業(yè)銀行具有充分的混業(yè)經(jīng)營動機，并且混業(yè)經(jīng)營也有助于商業(yè)銀行的自身發(fā)展。實證檢驗結果表明我國商業(yè)銀行正在表現(xiàn)出強烈的混業(yè)經(jīng)營發(fā)展意愿，而我國銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營負的間接效應充分證明了當前我國銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營所蘊藏的風險，這使得我們必須正視商業(yè)銀行混業(yè)發(fā)展趨勢對我國金融體系運行的影響。

第二，從宏觀角度，實證檢驗表明我國銀行業(yè)混業(yè)經(jīng)營凈效應為負，即商業(yè)銀行為了增加收益，努力開展混業(yè)經(jīng)營，但是卻增加了銀行業(yè)的整體風險，這一結果反映出金融機構開展混業(yè)經(jīng)營很有可能引發(fā)整個金融體系的系統(tǒng)性風險。

第三，面對金融機構混業(yè)經(jīng)營可能引發(fā)的系統(tǒng)性風險，作為微觀個體的商業(yè)銀行，從自身收益最大化角度出發(fā)，并不會因此而停止其混業(yè)經(jīng)營的行為。商業(yè)銀行混業(yè)經(jīng)營行為與由此可能引發(fā)的系統(tǒng)性風險之間的矛盾，恰恰反映出宏觀審慎監(jiān)管的必要性和迫切性。因此，對于金融機構的混業(yè)經(jīng)營行為，必須從宏觀審慎的視角，通過新的監(jiān)管制度供給引導其向健康的方向發(fā)展。

［1］周小川.在“宏觀審慎政策:亞洲視角高級研討會”上的開幕致辭［EB/OL］.中國人民銀行網(wǎng)站，2010－10－21.

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［3］ALLEN F，SANTOMERO A M.What do Financial Intermediaries do? ［J］.Journal of Bank ＆ Finance，2001(25):194 －271.

［4］WOLF W.The Homogenization of the Financial System and Financial Crises［J］.Journal of Financial Intermediation，2008(17):330 －356.

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