市場約束對銀行風險承擔行為的影響——基于股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的視角

■江俊蓉，宮鵬浩

一、引言

20世紀80年代之前，人們普遍認為市場是不完全的，因而市場約束一直被忽視，政府的監(jiān)管約束得到重視，但隨著金融全球化以及各種金融創(chuàng)新工具和衍生產(chǎn)品的出現(xiàn)，市場環(huán)境變得越發(fā)復(fù)雜，官方監(jiān)管約束已難以適應(yīng)銀行業(yè)的變化。2012年6月銀監(jiān)會發(fā)布了被視為中國版巴塞爾新資本協(xié)議的《商業(yè)銀行資本管理辦法（試行）》（以下簡稱《辦法》），借鑒了巴塞爾協(xié)議Ⅱ與巴塞爾協(xié)議Ⅲ，引入被稱為第三支柱的市場約束（Market Discipline）機制，并將其作為第一支柱（最低資本要求）和第二支柱（政府監(jiān)管）的補充，其目的在于促進銀行安全、穩(wěn)健的經(jīng)營，迫使其有效而合理地分配資金和控制風險。同時，《商業(yè)銀行次級債券發(fā)行管理辦法》指出，次級債券作為市場約束工具可以提高監(jiān)管效率?！掇k法》引發(fā)商業(yè)銀行次級債券噴發(fā)狀況，2012全年累計發(fā)行達2240多億元，創(chuàng)下歷史最高水平。2015年5月1日，經(jīng)歷21年風雨磨礪的《存款保險條例》正式實施，規(guī)定存款保險的最高賠付上限為50萬元。存款保險制度的建立在強化市場約束、防范系統(tǒng)性金融風險和創(chuàng)造公平競爭的市場環(huán)境上有積極作用。然而，與英美等巴塞爾成員國銀行相比，中國對銀行業(yè)的市場約束還比較弱，雖然存款保險制度將覆蓋到包括中小銀行在內(nèi)的吸收存款的銀行業(yè)金融機構(gòu)，但中國長期以來對國有銀行實施隱性保險，致使國有銀行與其他商業(yè)銀行之間不公平競爭，國有銀行市場約束弱化。

公司經(jīng)營中的股東——債權(quán)人沖突說明市場約束與股權(quán)結(jié)構(gòu)存在相互依賴性。自金融體制改革以來，招商、華夏、中信等股份制商業(yè)銀行的成立使中國由一個高度集中的大一統(tǒng)的銀行系統(tǒng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€多元的銀行體系，但股權(quán)集中、國有股比例較高仍是其股權(quán)結(jié)構(gòu)的典型特征。

目前學術(shù)界關(guān)于市場約束和股權(quán)結(jié)構(gòu)方面的研究已經(jīng)非常豐富，但涉及兩者交互作用的研究比較匱乏，本文擬在該方面進行突破，試圖從中國商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的角度出發(fā)，探究兩大市場約束主體——次級債債權(quán)人和存款人是否約束銀行風險承擔行為，以及股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化是否會對兩者之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，以彌補現(xiàn)有研究在該領(lǐng)域的不足。

本文的主要工作和創(chuàng)新之處在于：(1)首次研究了市場約束與股權(quán)結(jié)構(gòu)的交互作用對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響，對已有文獻進行了擴充；(2)在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，驗證了不同類型銀行的差異是否對市場約束與銀行風險承擔行為之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

二、計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述

（一）計量模型構(gòu)建

本文參考了Forssbaeck(2011)和Barry等(2011)的模型設(shè)定，同時結(jié)合本文的研究目標，建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型如下：

方程(1)用來檢驗市場約束和股權(quán)結(jié)構(gòu)對銀行風險承擔行為的影響，方程(2)加入市場約束與股權(quán)結(jié)構(gòu)的交叉項，考察股權(quán)結(jié)構(gòu)變化是否對市場約束與銀行風險承擔行為之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

當前銀行風險的度量指標主要有不良貸款率、Z值、風險加權(quán)資產(chǎn)占比和特許權(quán)價值等。鑒于本文樣本均為上市銀行以及數(shù)據(jù)獲取的可能性，我們選用不良貸款率NPL和風險加權(quán)資產(chǎn)占比RWA測度銀行風險承擔行為。不良貸款率NPL可以反映銀行的信用風險狀況，用銀行的不良貸款與貸款總額之比表示，NPL越高，銀行的信用風險越大。風險加權(quán)資產(chǎn)占比RWA用平均風險加權(quán)資產(chǎn)除以總資產(chǎn)表示，反映銀行的總體風險水平，該比率越大表明銀行的風險偏好越大。同時，本文將Z值作為銀行風險承擔行為的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。Z值的定義為：Z=σ （ROA）/（ROA＋CAR），ROA 為資產(chǎn)收益率，CAR為權(quán)益資本與總資產(chǎn)的比值，σ（ROA）為銀行資產(chǎn)收益率的標準差，Z值與銀行的破產(chǎn)風險成正比。

根據(jù)Nguyen(2013)和張正平(2005)的相關(guān)研究，本文從存款人和次級債債權(quán)人這兩個主要的市場約束主體出發(fā)，選取次級債與風險加權(quán)資產(chǎn)比率SUBDEBT和存款增長率DEPG作為市場約束變量。若β2和β3顯著為負，則表明市場約束能夠抑制銀行的風險承擔行為。OWNSTR表示銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)，其中，股權(quán)集中度用第一大股東的持股比例S1和前十大股東的持股比例S10表示，股東性質(zhì)用國家及國有法人持股比例STATE和外資持股比例FOREIGN表示。為避免多重共線性，每個模型中只包括FOREIGN和另外一個股權(quán)結(jié)構(gòu)變量。

考慮到其他因素可能對銀行風險承擔行為產(chǎn)生重要影響，本文還選取了銀行層面的控制變量BV，包括銀行規(guī)模SIZE、用固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)比率表示的經(jīng)營杠桿OPELEV以及用成本收入比表示的銀行效率EFF；國家層面的控制變量EV，包括GDP增長率和一年期存款實際利率INRATE。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)描述

本文選取了2004～2013年中國16家上市銀行作為研究樣本，包括中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國建設(shè)銀行、中國銀行、交通銀行5家國有商業(yè)銀行，招商銀行、上海浦東發(fā)展銀行、興業(yè)銀行、中信銀行、華夏銀行、光大銀行、民生銀行、平安銀行8家全國性股份制銀行以及北京銀行、寧波銀行和南京銀行3家城市商業(yè)銀行。數(shù)據(jù)來源主要為BankScope數(shù)據(jù)庫和各商業(yè)銀行網(wǎng)站與年度報告，宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計

表1為研究變量的描述性統(tǒng)計。近年來的金融體制改革、不良資產(chǎn)剝離等措施使得商業(yè)銀行的不良貸款率大幅下降，最大值為26.73%，最小值為0.33%。風險加權(quán)資產(chǎn)占比最大值為95.45%，最小值為41.93%，說明總體差異不大。次級債比率最小值為0，表明有些銀行在某些年份里并未發(fā)行次級債。存款增長率最大值為62.8%，最小值僅為4.04%，總體差異較大。此外，樣本銀行的股權(quán)集中度和股東性質(zhì)均存在顯著差異。

三、實證結(jié)果與分析

為避免被解釋變量滯后項與隨機誤差項的固定效應(yīng)間存在內(nèi)生性問題，同時又能很好地刻畫銀行風險承擔行為的動態(tài)變化，本文采用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)的方法對模型進行估計。

（一）市場約束和股權(quán)結(jié)構(gòu)對銀行風險承擔行為的影響

表2給出了NPL和RWA作為銀行風險度量指標時的估計結(jié)果，為避免多重共線性，對每一個被解釋變量進行三次回歸，每次回歸股權(quán)結(jié)構(gòu)變量僅考慮FOREIGN和S1、S10、STATE中的一項。從表2可以看出，SUBDEBT的系數(shù)均顯著為負，這表明發(fā)行次級債有利于降低銀行的風險承擔行為，即存在次級債的市場約束效應(yīng)，該結(jié)論與Nguyen(2013)的實證結(jié)果相同。 在模型(1)、(2)、(3)中，DEPG 獲得了顯著的負號，說明銀行存款與信用風險呈負向關(guān)系，銀行吸收的存款越多，存款人對銀行的監(jiān)督效應(yīng)越強，越能夠加強其信用風險水平的控制。當風險變量為RWA時，DEPG雖然也獲得了預(yù)期的負系數(shù)，但其結(jié)果并不顯著。

從股權(quán)結(jié)構(gòu)的結(jié)果來看，僅S1在NPL作為風險指標時的系數(shù)顯著為正，該結(jié)果與Burkart等(1997)認為的大股東施加的監(jiān)督效應(yīng)使得管理者主動追求新的投資機會減少進而銀行風險下降的結(jié)論不同，但卻與Saunders等(1990)的觀點相同，他們認為大股東為了利益最大化，比小股東有更大的激勵和權(quán)力去增加銀行的風險。STATE和FOREIGN的系數(shù)并不顯著，表明無論是國有持股比例的提高還是外資持股比例的上升均不會顯著影響中國商業(yè)銀行的風險承擔行為。

在控制變量方面，銀行規(guī)模SIZE的系數(shù)有正有負，且均未通過顯著性檢驗，表明銀行規(guī)模大小對其風險承擔行為影響不大。OPELEV、EFF和INRATE通過模型(1)、(2)和(3)的顯著性檢驗，其中經(jīng)營杠桿OPELEV的系數(shù)為負，銀行效率EFF和實際利率

INRATE的系數(shù)為正，這說明銀行固定資產(chǎn)越多、經(jīng)營越有效率以及實際利率越小，銀行的信用風險越小，其風險承擔行為越弱。此外，GDP增長率與銀行的信用風險呈顯著的正向關(guān)系，但卻與以RWA表示的銀行總體風險呈顯著的負向關(guān)系，當經(jīng)濟發(fā)展處于擴張階段時，銀行盈利能力提高，不必將大量資金投入高風險活動即可較好獲利，故其總體風險減弱，風險承擔行為降低。

表2 市場約束和股權(quán)結(jié)構(gòu)對銀行風險承擔行為影響的實證結(jié)果

（二）股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性對市場約束與銀行風險承擔行為之間關(guān)系的影響

表3為加入市場約束與股權(quán)結(jié)構(gòu)交叉項后的估計結(jié)果（為節(jié)省文章篇幅，僅列出了市場約束及其交叉項的結(jié)果），用以檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性對市場約束與銀行風險承擔行為之間關(guān)系的影響。當風險變量用NPL表示時，S1×SUBDEBT和S1×DEPG的系數(shù)顯著為負，表明第一大股東持股比例的提高能顯著增強次級債債權(quán)人和存款人的市場約束，銀行的信用風險將大幅下降。前十大股東持股比例、國有及外資持股比例并不會顯著改變市場約束對銀行信用風險的影響。當風險指標為RWA時，S1×SUBDEBT、S1×DEPG和STATE×SUBDEBT均通過模型的顯著性檢驗，但系數(shù)為正，可能因為RWA考慮的風險更加全面，不僅包括了NPL代表的信用風險，還包括了市場風險和操作風險，該結(jié)果說明股權(quán)越集中、國有持股比例越高的銀行抵消市場約束影響的能力越強，其風險偏好越大。當外資持股比例提高時，存款人施加的市場約束也得到了顯著增強，銀行的風險承擔行為減弱。由于大多數(shù)文獻均未涉及到股權(quán)結(jié)構(gòu)對市場約束與銀行風險之間關(guān)系的影響，故本文未能與其他文獻進行對比分析。

表3 股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性對市場約束與銀行風險承擔行為之間關(guān)系影響的實證結(jié)果

（三）不同性質(zhì)銀行的區(qū)別檢驗

為進一步檢驗次級債債權(quán)人和存款人施加的市場約束在不同性質(zhì)銀行間是否存在顯著差異，本文對5家國有商業(yè)銀行和11家非國有上市銀行分別進行了估計（見表4）。

模型(1)～(3)為5家國有商業(yè)銀行的估計結(jié)果，11家非國有上市銀行的估計結(jié)果為模型(4)～(6)。從表中可以明顯看到，當用NPL衡量銀行風險時，SUBDEBT1和DEPG1的系數(shù)均為負，但只有非國有上市銀行通過顯著性檢驗，而國有銀行并未通過。當用RWA作為銀行風險變量時，國有銀行SUBDEBT2和DEPG2的系數(shù)均顯著為負，非國有上市銀行SUBDEBT2的系數(shù)顯著為負，而DEPG2的系數(shù)并不顯著。雖然有些估計系數(shù)沒有獲得預(yù)期的符號和顯著性，但從整體上來看，尤其是出于比較目的時，這些估計結(jié)果還是有意義的。該結(jié)果說明市場約束能有效降低非國有上市銀行的風險承擔行為，但卻對國有銀行的風險承擔行為影響較弱，這可能因為隱性保險的存在。雖然中國近期推出了顯性存款保險制度，但長期以來對國有商業(yè)銀行實施的以國家信用為擔保的“隱性存款保險制度”，在某種程度上降低了債權(quán)人對國有銀行風險承擔行為的監(jiān)督激勵，從而導(dǎo)致市場約束的失效。

表4 不同性質(zhì)銀行的區(qū)別檢驗

四、穩(wěn)健性檢驗

為確保估計結(jié)果的有效性，本文采用Z值替代文中風險承擔行為指標進行穩(wěn)健性檢驗，并用固定效應(yīng)模型進行回歸分析，結(jié)果顯示核心解釋變量市場約束與銀行風險承擔行為呈不顯著的負向關(guān)系，或許因為Z值本身是用資產(chǎn)收益率和負債率計算出來的一個測度指標，而中國商業(yè)銀行和政府之間的特殊關(guān)系，使得銀行的資產(chǎn)收益率和負債率受政府部門的控制而不會有太大變化，故銀行風險承擔對市場約束的反應(yīng)并不敏感（為節(jié)省篇幅，本文未在此處列出回歸結(jié)果）。

五、結(jié)論與政策啟示

本文運用2004～2013年中國16家上市銀行的面板數(shù)據(jù)，采用不良貸款率和風險加權(quán)資產(chǎn)占比作為銀行風險承擔行為的代理變量，通過系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)的方法實證檢驗了市場約束對銀行風險承擔行為的影響以及股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性對兩者之間關(guān)系的影響，主要結(jié)論如下：(1)次級債債權(quán)人和存款人施加的市場約束對中國商業(yè)銀行風險承擔行為具有顯著負向影響，市場約束的存在，在很大程度上限制了銀行的風險承擔行為，從而提高銀行經(jīng)營的穩(wěn)健性。(2)雖然股東性質(zhì)對銀行風險承擔行為沒有顯著影響，但第一大股東持股比例的提高會降低銀行的資產(chǎn)質(zhì)量，增加其信用風險。(3)市場約束對銀行風險承擔行為的影響依賴于股權(quán)結(jié)構(gòu)，股權(quán)越集中、國有持股比例越高的銀行其市場約束越弱，銀行風險偏好越大。外資持股比例的提高可以增強存款人市場約束，降低銀行風險承擔行為。(4)國家長期以來對國有銀行實施隱性保險等原因降低了債權(quán)人對其債權(quán)的風險敏感性，債權(quán)人市場約束對國有商業(yè)銀行的風險承擔行為沒有顯著影響。

據(jù)此，本文得出以下幾點政策啟示：(1)將次級債和存款作為市場約束工具，為增強其市場約束作用，監(jiān)管當局應(yīng)創(chuàng)造更多條件鼓勵商業(yè)銀行發(fā)行一定規(guī)模的次級債和適度提高存款規(guī)模，可以加大力度促進次級債投資主體的多元化，發(fā)揮社會各界對銀行風險承擔行為的監(jiān)督等。(2)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低國家持股比例，適時引入適合自身發(fā)展的境外戰(zhàn)略投資者，避免股權(quán)過度集中，力求股東結(jié)構(gòu)合理、股權(quán)比例穩(wěn)定、制衡有效。(3)為鼓勵私人市場力量更加有效地發(fā)揮對銀行風險承擔行為的市場約束作用，將政府隱性擔保顯性化，用市場機制替代行政保護，盡快完善顯性存款保險制度，創(chuàng)造一個更為公平的銀行競爭環(huán)境。

[1]Nguyen,T.The Disciplinary Effect of Subordinated Debt on Bank Risk Taking[J].Journal of Empirical Finance,2013，(23):117～141.

[2]許友傳.信息披露、市場約束與銀行風險承擔行為[J].財經(jīng)研究,2009,35(12):118～128.

[3]張正平,何廣文.隱性保險、市場約束與中國銀行業(yè)改革[J].中國軟科學,2005，(12):38～43.

[4]Marco,T.G.and Fernandez,M.D.R.Risk－Taking Behavior and Ownership in the Banking Industry:the Spanish Evidence[J].Journal of Economics and Business,2008,60(40):332～354.

[5]Shehzad,C.T.,Haan,J.de and Bert,S.The Impact of Bank Ownership Concentration on Impaired Loans[J].Journal of Banking and Finance,2010,34(2):399～408.

[6]Samir,S.Ownership Structure and Risk－Taking Behaviour in Conventional and Islamic Banks:Evidence for MENA Countries[J].Borsa Istanbul Review,2013，(13):115～127.

[7]楊有振,趙瑞.中國商業(yè)銀行風險規(guī)避與股權(quán)結(jié)構(gòu)：基于面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗與證據(jù) [J].財貿(mào)經(jīng)濟,2010,（6）:33～39.

[8]潘敏,張依茹.宏觀經(jīng)濟波動下銀行風險承擔水平研究——基于股權(quán)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的視角[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2012，(10):57～65.

[9]程茂勇,趙紅.股權(quán)結(jié)構(gòu)、上市狀況和風險——來自中國商業(yè)銀行的經(jīng)驗研究 [J].管理工程學報,2013，(3):11～26.