信貸資產(chǎn)證券化對商業(yè)銀行盈利能力影響的實(shí)證分析

宋清華，肖心蕙

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢430073）

0 引言

資產(chǎn)證券化作為最重要的金融創(chuàng)新工具之一，被普遍認(rèn)為具有提高銀行盈利能力的功能。銀行開展信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)，可以盤活存量資本、提高資金效率，有利于提高盈利水平。我國資產(chǎn)證券化起步較晚，于2005年開始業(yè)務(wù)試點(diǎn)，受2008年國際金融危機(jī)的影響，暫停試點(diǎn)長達(dá)四年。自2012年重啟以來，在監(jiān)管層的積極引導(dǎo)下，資產(chǎn)證券化已逐步進(jìn)入常規(guī)化發(fā)展階段，由初期監(jiān)管主導(dǎo)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)殂y行內(nèi)生需求驅(qū)動，發(fā)行規(guī)模逐年擴(kuò)大。特別是在2017年以來金融監(jiān)管明顯趨嚴(yán)的背景下，2018年4月監(jiān)管層聯(lián)合出臺的《關(guān)于規(guī)范金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的指導(dǎo)意見》（即“資管新規(guī)”）明確指出“依據(jù)金融管理部門頒布規(guī)則開展的資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)”不適用，豁免標(biāo)準(zhǔn)化資產(chǎn)證券化產(chǎn)品，對商業(yè)銀行信貸資產(chǎn)證券化產(chǎn)生利好影響，予以其更大增長空間。

隨著實(shí)踐層面的迅速發(fā)展，理論層面的經(jīng)驗驗證更具理論和現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文結(jié)合我國資產(chǎn)證券化發(fā)展的現(xiàn)狀，應(yīng)用商業(yè)銀行及其發(fā)行證券化產(chǎn)品的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗信貸資產(chǎn)證券化是否提高了我國商業(yè)銀行的盈利能力，分析資產(chǎn)證券化與銀行盈利水平的關(guān)系。

1 研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

我國資產(chǎn)證券化實(shí)踐始于2005年，受2008年全球金融危機(jī)影響暫停長達(dá)四年，至2012年才重啟業(yè)務(wù)試點(diǎn)。鑒于首次試點(diǎn)期間僅8家銀行發(fā)行共計13只證券化產(chǎn)品，樣本量過少，且業(yè)務(wù)暫停造成觀測數(shù)據(jù)不具連續(xù)性，故本文樣本數(shù)據(jù)時間跨度設(shè)定為重啟后的2012—2017年。本文采用的信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)數(shù)據(jù)來自萬得資訊數(shù)據(jù)庫（WIND），銀行財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和銀行年報。數(shù)據(jù)篩選的原則為：（1）剔除政策性銀行和外資銀行；（2）剔除2012年后新成立的銀行；（3）剔除重要變量存在嚴(yán)重缺失的樣本。篩選出75家商業(yè)銀行在觀測期進(jìn)行了至少一單信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)，包括：5家大型商業(yè)銀行、13家全國股份制商業(yè)銀行（含郵政儲蓄銀行）、40家城市商業(yè)銀行和17家農(nóng)村商業(yè)銀行。

1.2 變量選取

（1）被解釋變量

資本利潤率（ROE）：稅后凈利潤與平均凈資產(chǎn)之比，不應(yīng)低于11%。該指標(biāo)是衡量銀行盈利水平的重要指標(biāo)，反映銀行經(jīng)營能力的強(qiáng)弱，比率越高，說明單位自有資本帶來的回報越高。資產(chǎn)證券化作為改善經(jīng)營績效的有效工具，預(yù)期為銀行帶來更高的資本利潤率。

（2）解釋變量

是否證券化虛擬變量（Sec）：銀行當(dāng)年發(fā)行至少一單資產(chǎn)支持證券取值1，否則取值0。

證券化頻次（Freq）：銀行當(dāng)年資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)。

證券化比率（Secr）：銀行當(dāng)年資產(chǎn)證券化發(fā)行總額與同期貸款總額之比。

（3）控制變量

資產(chǎn)規(guī)模（lnTA）：總資產(chǎn)的自然對數(shù)。更大資產(chǎn)規(guī)模的銀行擁有更多的信貸資產(chǎn)可供證券化，以及更強(qiáng)的業(yè)務(wù)能力開展證券化業(yè)務(wù)。

采用SPSS 22.0對日平均氣壓、日氣壓差、日平均氣溫、日氣溫差、日平均水汽壓、日平均相對濕度、日降水量、日平均風(fēng)速、日極大風(fēng)速、舒適度指數(shù)等氣象因素與面神經(jīng)炎發(fā)病情況進(jìn)行分析，計數(shù)資料采用χ2檢驗，計量資料采用t檢驗，不適用χ2檢驗和t檢驗資料，采用非參數(shù)檢驗。以P＜0.05為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

資本充足率（CAR）：資本總額與風(fēng)險加權(quán)資產(chǎn)的比率，不應(yīng)低于8%。該指標(biāo)是巴塞爾協(xié)議中的關(guān)鍵監(jiān)管指標(biāo)，衡量商業(yè)銀行自有資本承擔(dān)損失程度，反映銀行抵御風(fēng)險的能力。本文選取其作為資本結(jié)構(gòu)的代理變量。

不良貸款率（NPLR）：不良貸款與貸款總額之比，不應(yīng)高于5%。該指標(biāo)是評價銀行貸款安全狀況的重要指標(biāo)，反映銀行的經(jīng)營安全水平。本文選取其作為安全性的代理變量。

存貸比（LDR）：貸款余額與存款余額的比例。該指標(biāo)衡量銀行在某一時點(diǎn)上吸納存款對應(yīng)的發(fā)放貸款情況，比值越低意味著流動性越強(qiáng)，但資金使用效率越低。本文選取其作為流動性的代理變量。

成本收入比（CIR）：營業(yè)費(fèi)用加折舊與營業(yè)收入之比，不應(yīng)高于45%。該指標(biāo)測量的是銀行獲得每單位的收入支出的成本，是衡量銀行經(jīng)營效率的重要指標(biāo)，比值越低表示經(jīng)營效率越高。本文選取其作為經(jīng)營效率的代理變量。

存款與資產(chǎn)比率（DAR）：存款總額與資產(chǎn)總額之比。存款是商業(yè)銀行資金的主要來源，該比率越高，說明銀行攬儲融資能力越強(qiáng)。本文選取其作為融資來源的代理變量。

1.3 模型設(shè)定

本文主要研究信貸資產(chǎn)證券化與商業(yè)銀行盈利能力的關(guān)系，由于銀行經(jīng)營活動存在連慣性或延續(xù)性，經(jīng)濟(jì)行為形成動態(tài)變化的過程，前一期盈利水平可能影響當(dāng)期績效。引入被解釋變量的滯后項作為解釋變量構(gòu)造動態(tài)面板模型，可以在一定程度上反映銀行盈利能力的動態(tài)慣性及調(diào)整過程。另外，對于動態(tài)面板模型中，因解釋變量包含被解釋變量滯后項而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，運(yùn)用廣義矩估計方法（GMM），借助工具變量可以有效克服這一問題。常見的動態(tài)面板模型包括差分GMM與系統(tǒng)GMM方法，適用于短動態(tài)面板數(shù)據(jù)。國內(nèi)商業(yè)銀行信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)發(fā)展時間不長，現(xiàn)有面板數(shù)據(jù)為“長N短T”的短面板結(jié)構(gòu)。因此，本文構(gòu)造動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用差分GMM和系統(tǒng)GMM方法，實(shí)證檢驗信貸資產(chǎn)證券化對商業(yè)銀行盈利能力的影響，基本回歸模型為：

其中y為被解釋變量，c為常數(shù)截距項，變量橫截面下標(biāo)i=1,…,N代表不同銀行，時間下標(biāo)t=1,…,T代表不同年度，k=1,…,K代表滯后階數(shù)，x為解釋變量，ctrl為控制變量向量，β為各變量的相關(guān)系數(shù)向量，μ為未觀測到的個體效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動項。

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 描述性統(tǒng)計

下頁表1、表2分別為全樣本描述性統(tǒng)計和分組t檢驗結(jié)果。本文將大型商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行、郵政儲蓄銀行定義為全國性銀行，共18家，記為組1；將城市商業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行定義為地方性銀行，共57家，記為組2。被解釋變量資本利潤率（ROE）的均值為16.25%，高于銀監(jiān)會11%的監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)，其中-5.31%的異常值來自于煙臺銀行2012年的數(shù)據(jù)。分組統(tǒng)計可見，全國性銀行ROE均值高于地方性銀行，說明前者盈利能力整體更強(qiáng)。這一結(jié)果符合我國當(dāng)前銀行業(yè)現(xiàn)狀，全國性銀行資金實(shí)力更強(qiáng)、業(yè)務(wù)覆蓋更廣，較地方性銀行擁有更高的盈利水平。解釋變量中，是否證券化虛擬變量（Sec）的均值為0.34，全國性銀行與地方性銀行的組間均值差0.34在1%水平下顯著，表示全國性銀行更傾向于發(fā)起資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)；證券化頻次（Freq）的均值為0.6，全國性銀行的均值1.56遠(yuǎn)高于地方性銀行的均值0.3，且組間均值差在1%水平下顯著，說明全國性銀行每年發(fā)行資產(chǎn)證券化次數(shù)多于地方性銀行；證券化比率（Secr）的均值為0.49%，整體偏低，全國性銀行的均值0.33%低于地方性銀行的均值0.54%，地方性銀行證券化資產(chǎn)占信貸資產(chǎn)的比重相對較高?？傮w而言，全國性銀行資產(chǎn)證券化活躍度高于地方性銀行，但由于信貸資產(chǎn)規(guī)?；鶖?shù)大，導(dǎo)致證券化資產(chǎn)占比較低?？刂谱兞恳渤尸F(xiàn)出整體達(dá)到監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)以及存在分組差異的特性。

表1 描述性統(tǒng)計

表2 分組t檢驗

變量相關(guān)系數(shù)矩陣如表3所示。各證券化代理變量之間顯著相關(guān)且相關(guān)系數(shù)較大，為防止多重共線性問題，將分別對解釋變量進(jìn)行回歸。解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均小于0.5，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

在回歸分析之前，需要檢驗數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，確定數(shù)據(jù)序列是否存在單位根，避免出現(xiàn)“偽回歸”問題。本文使用Fisher-ADF檢驗的方法，對解釋變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。如表4檢驗結(jié)果顯示，所有變量拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。

表4 單位根檢驗結(jié)果

2.2 回歸結(jié)果分析

動態(tài)面板模型回歸結(jié)果分別在下頁表5中列示，其中模型（1）、模型（3）、模型（5）為差分GMM估計，模型（2）、模型（4）、模型（6）為系統(tǒng)GMM估計。本文采用Arellano-Bond和Sargan檢驗來判定工具變量的有效性：Arellano-Bond檢驗是自相關(guān)檢驗，原假設(shè)為隨機(jī)擾動項不存在自相關(guān)性；Sargan檢驗是過度識別約束檢驗，原假設(shè)為選取的工具變量不存在過度識別約束，工具變量設(shè)定有效。檢驗結(jié)果顯示，Arellano-Bond檢驗存在一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，證明模型有效；Sargan檢驗接受工具變量不存在過度識別的原假設(shè)，說明工具變量有效。

由回歸結(jié)果可見，商業(yè)銀行資本利潤率與信貸資產(chǎn)證券化活動顯著負(fù)相關(guān)。具體來說，是否證券化虛擬變量、證券化頻次和證券化比率的回歸系數(shù)一致為負(fù)，且均具有統(tǒng)計顯著性，說明開展證券化業(yè)務(wù)、發(fā)行證券化產(chǎn)品次數(shù)越多、占信貸資產(chǎn)比率越高，商業(yè)銀行獲得的盈利水平越低。這一結(jié)果與預(yù)期不符，可能的原因有：（1）信貸資產(chǎn)證券化是從資產(chǎn)負(fù)債表中剝離資產(chǎn)，轉(zhuǎn)移信貸風(fēng)險，以此達(dá)到優(yōu)化資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的目的，因此已證券化的信貸資產(chǎn)不屬于表內(nèi)資產(chǎn)，從而不能直接給銀行帶來賬面利潤。（2）我國商業(yè)銀行現(xiàn)階段發(fā)行的資產(chǎn)支持證券，多以信用評級較高的貸款作為基礎(chǔ)資產(chǎn)，這類優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)自身可以帶來穩(wěn)定現(xiàn)金流及利息收入，將其證券化利息收入相應(yīng)減少，降低收益水平。（3）銀行在發(fā)行過程中需要支付增信、承銷、保險等費(fèi)用，在交易過程中需要支付回購的費(fèi)用，這些都增加了發(fā)行成本，造成銀行的盈利水平下降，并且由于市場容量小，無法實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)攤薄成本。（4）銀行為增加證券化產(chǎn)品的投資吸引力，會提供相較于其他同評級同期限債券更高的發(fā)行利率，導(dǎo)致與基礎(chǔ)資產(chǎn)加權(quán)利率的利差空間小，在發(fā)行利率高位，利差甚至難以覆蓋發(fā)行成本及風(fēng)險資本成本。（5）目前我國的信貸資產(chǎn)證券化產(chǎn)品在二級市場上流動性和活躍度較差，投資主體單一，多是各商業(yè)銀行之間互持，且基本上為長期持有，交易量小、換手率低，制約資產(chǎn)證券化發(fā)揮盈利作用。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，一些其他因素也會影響我國商業(yè)銀行盈利能力：資產(chǎn)規(guī)模、資本充足率、不良貸款率、成本收入比的系數(shù)顯著為負(fù)，即資產(chǎn)規(guī)模越大、監(jiān)管資本越多、信用風(fēng)險越大、營業(yè)費(fèi)用越少的銀行，盈利能力越弱；存貸比和存款與資產(chǎn)比率影響不顯著。

表5 動態(tài)面板回歸結(jié)果

3 穩(wěn)健性檢驗

本文通過變換回歸方法及分組回歸檢驗實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。在回歸方法上，采用面板模型進(jìn)行檢驗，并加入被解釋變量滯后項控制模型內(nèi)生性問題。在分組回歸中，依照文中對于我國商業(yè)銀行分類，分別對全國性銀行和地方性銀行子樣本進(jìn)行回歸檢驗。

在面板模型回歸前，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，p值小于0.01，拒絕原假設(shè)，確定采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，所有解釋變量回歸系數(shù)符號與動態(tài)面板模型保持一致，僅證券化比率在統(tǒng)計顯著性上有所降低，說明上述結(jié)論是穩(wěn)健的。就控制變量而言，除存貸比對資本利潤率影響不顯著，其他變量均顯著相關(guān)，且系數(shù)符號與動態(tài)面板模型結(jié)果一致，進(jìn)一步驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

下頁表7和表8分別為全國性銀行和地方性銀行的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。由表7可見，對于全國性銀行，證券化頻次和證券化比率均對資本利潤率有顯著負(fù)向影響；由表8可見，對于地方性銀行，所有證券化代理變量都與資本利潤率顯著負(fù)相關(guān)?？刂谱兞恐?，全國性銀行和地方性銀行的資產(chǎn)規(guī)模、不良貸款率、存貸比與資本利潤率保持著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；地方性銀行的成本收入比對資本利潤率的影響呈顯著負(fù)向，而全國性銀行不顯著；存款與資產(chǎn)比率不顯著。綜合來看，對子樣本使用動態(tài)面板模型回歸得到的結(jié)果與全樣本一致，變量的符號方向相同，回歸系數(shù)相近，顯著性大致持平，檢驗結(jié)果進(jìn)一步證明了模型、方法和結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果

4 結(jié)論

本文基于中國商業(yè)銀行經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實(shí)證分析信貸資產(chǎn)證券化對商業(yè)銀行盈利能力的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行盈利能力反而因為開展信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)下降。結(jié)合我國銀行業(yè)現(xiàn)狀，這一現(xiàn)象主要是由于信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)仍處于發(fā)展初期，商業(yè)銀行大多證券化信用質(zhì)量良好的基礎(chǔ)資產(chǎn)而保留信用質(zhì)量較差的貸款，發(fā)行成本高且受制于市場容量無法實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)攤薄成本，發(fā)行利率持續(xù)高位加之二級市場流動性弱、交易效率低，這些因素都可能導(dǎo)致證券化活動限制商業(yè)銀行盈利能力。

表7 全國性銀行穩(wěn)健性檢驗

表8 地方性銀行穩(wěn)健性檢驗