金融改革如何影響銀行業(yè)利差：綜合考量國際經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證

一 引 言

為促進金融市場開放的金融改革是我國近年經(jīng)濟及資本市場改革的重點之一。過往研究表明，深化金融改革能夠促進經(jīng)濟發(fā)展(McKinnon，1973[1]；Shaw，1973[2]; Bascom, 2016[3])，金融市場效率對經(jīng)濟增長起到保駕護航作用(彭俞超，2015)[4]。開放經(jīng)濟條件下，綜合考量國內(nèi)外因素對金融改革及其對銀行業(yè)利差影響的作用仍具有重要現(xiàn)實意義。

目前，我國金融業(yè)仍以存貸銀行為主，金融改革的主要影響對象為商業(yè)銀行。銀行盈利能力及效率主要體現(xiàn)為銀行利差，這也是金融穩(wěn)定的宏觀審慎預(yù)警指標(biāo)之一(Birchwood et al.，2017)[5]，高利差通常伴隨著失效的金融市場。此外，銀行凈利差減小能有效引導(dǎo)競爭，提高社會資源分配效率和社會福利(Islam和Nishiyama, 2016)[6]。Ho和Saunders(1981)[7]認(rèn)為銀行利差是由“純利差”(Pure Spread)決定，而“純利差”則取決于銀行的經(jīng)營管理能力、風(fēng)險水平、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、宏觀經(jīng)濟環(huán)境等一系列因素。Naceur和Omran(2011)[8]發(fā)現(xiàn)股票市值與GDP比值、私營部門信貸與GDP比值這些金融改革深度代理變量是影響利差的主要因素。Iftikhar(2016)[9]使用Abiad et al.(2010)[10]的金融改革自由化指數(shù)，發(fā)現(xiàn)金融改革深度顯著降低銀行利差水平。然而，對比其他金融改革研究(Cubillas和González,2014[11]; Luo et al., 2016[12])，關(guān)于金融改革對銀行利差影響機制的文獻仍較為缺乏(Birchwood et al.，2017)[5]。

本文旨在探討金融改革對銀行利差的影響及其異質(zhì)性與滯后性，并分析不同指標(biāo)之間滯后作用的差異性以彌補現(xiàn)有研究不足。主要貢獻在于：(1)構(gòu)建2011-2017年間111個經(jīng)濟體3754家銀行數(shù)據(jù)庫，從微觀視角探討金融改革對國際銀行業(yè)盈利能力的影響。(2)厘清不同金融改革指標(biāo)對銀行利差時滯性、持續(xù)性影響。文章后續(xù)結(jié)構(gòu)如下：第二部分為文獻綜述，第三部分為樣本、變量與模型的說明，第四部分為實證分析，最后為結(jié)論。

二 文獻綜述

我國金融改革包括利率市場化、資本賬戶開放及匯率市場化，這三者是一國金融體系升級的重要內(nèi)容(陳中飛等，2017)[13]。其中利率市場化及匯率市場化指放開利率、匯率管控，由市場決定利率和匯率，資本賬戶開放是指消除對資本跨國交易的限制。在利率市場化方面，王道平(2016)[14]通過研究利率市場化及存款保險制度對系統(tǒng)性銀行危機的作用，發(fā)現(xiàn)利率市場化會提高系統(tǒng)性銀行危機發(fā)生的概率。劉明康等(2018)[15]研究了中國利率市場化對利率的決定模型，發(fā)現(xiàn)利率市場化能提高貸款利率在存款定價中的作用，且提高外部因素影響的有效性。對于資本賬戶開放和匯率自由化，學(xué)者們多關(guān)注其對資本流動、貨幣地位及匯率波動的影響(楊榮海和李亞波，2017[16]；楊小海等，2017[17]；何啟志，2017[18])，鮮有提及它們會如何影響銀行業(yè)。雖三者具體內(nèi)容不一致，但都會引起金融市場波動，并對銀行業(yè)產(chǎn)生顯著影響。

國外學(xué)者對金融改革的研究主要涉及銀行表現(xiàn)(Bank Performance)或銀行效率(Bank Efficient)兩個方面。Chortareas et al.(2013)[19]使用歐盟銀行數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)深化金融改革的確能提高銀行效率。Cubillas和González(2014)[11]發(fā)現(xiàn)金融改革在發(fā)達國家會起到促進銀行競爭、提高冒險激勵水平的效果，而在發(fā)展中國家則可能增加銀行風(fēng)險。Luo et al.(2016)[12]研究了金融改革對銀行風(fēng)險和銀行效率的影響，發(fā)現(xiàn)金融開放程度提高會引起以貸款收入和非利息收入等為代表的銀行盈利效率下降，從而造成包括Z評分、信用風(fēng)險及系統(tǒng)性風(fēng)險在內(nèi)的銀行風(fēng)險上升。這些研究均聚焦于金融改革對銀行業(yè)利差的影響，但在銀行業(yè)績指標(biāo)選取上存在較大差異。

此外，一些學(xué)者使用DEA法(Data Envelop Analysis)計算銀行效率或表現(xiàn)的代理變量，也有學(xué)者選用資產(chǎn)收益率(Return on Assets, ROA)或股權(quán)收益率(Return on Equity, ROE)或銀行利差作為研究對象。DEA法計算的代理變量可以衡量銀行效率，但是其建立在一系列假設(shè)及大量變量輸入的基礎(chǔ)上，且其結(jié)果受到權(quán)重選取、干擾項和極值的影響，穩(wěn)健性不強。ROA和ROE在計算時會受到會計異常的扭曲，且兩者都著重考慮回報，不能體現(xiàn)社會資源分配。銀行利差不僅可以衡量銀行表現(xiàn)和銀行效率，還關(guān)乎金融穩(wěn)定(周開國等，2008)[20]。因此，銀行利差被認(rèn)為是衡量金融改革對銀行沖擊強弱的理想變量。

銀行利差決定模型的研究已較為完善。早在20世紀(jì)80年代，Ho和Saunders(1981)[7]就提出了利差決定模型(H-S利差模型)。該模型認(rèn)為理論上利差受到風(fēng)險防范程度、市場結(jié)構(gòu)、銀行交易規(guī)模及殘差的影響，實際利差則還取決于隱藏利率、準(zhǔn)備金機會成本及違約費用等因素。此后，學(xué)者們在Ho和Saunders (1981)[7]的基礎(chǔ)上進一步識別出實際利差的其它影響因素，包括：市場競爭(Maudos和Guevara，2004[21]；Valverde和Fernndez，2007[22])、機會成本(趙旭，2009)[23]、會計準(zhǔn)則(López-Espinosa et al.，2011)[24]及資本與資產(chǎn)的比率(Saunders和Schumacher，2000)[25]等。

利差決定模型廣泛用于研究金融改革對銀行利差的影響。例如，Naceur和Omran(2011)[8]利用股票市值和私人信貸作為金融發(fā)展的代理變量，研究了1988-2005年間中東地區(qū)銀行凈利差的決定因素，但未發(fā)現(xiàn)任何除通貨膨脹、政府監(jiān)管外的宏觀經(jīng)濟或金融改革變量對銀行利差產(chǎn)生影響。Iftikhar(2016)[9]使用Abiad et al.(2010)[10]組織發(fā)布的指數(shù)作為金融改革自由化程度的代理變量，借助2001-2005年期間76個國家1300多家銀行的金融改革自由化程度與銀行利差數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果顯示增加金融改革深度會降低銀行利差水平。彭建剛等(2016)[26]運用中國銀行業(yè)數(shù)據(jù)研究利率市場化對商業(yè)銀行的影響，結(jié)果表明利率市場化與利差之間并非線性關(guān)系，而是倒“U”形關(guān)系。Birchwood et al.(2017)[5]討論了1998-2014年期間中美洲和加勒比地區(qū)銀行利差的影響因素，在控制銀行準(zhǔn)入要求、外資銀行比例、財務(wù)披露等主要因素后，發(fā)現(xiàn)銀行持有流動資產(chǎn)、市場質(zhì)量提高及金融改革程度上升(更低的準(zhǔn)入門檻及更高的外資銀行比例)均對利差有顯著的負面影響。然而，以上文獻雖使用了成熟的利差模型，但金融改革代理變量多使用自創(chuàng)數(shù)據(jù)或低綜合性指標(biāo)，嚴(yán)謹(jǐn)性及可比性較弱。此外，這些文獻采用的樣本數(shù)據(jù)較為陳舊或聚焦于區(qū)域金融市場，無法全面反映全球金融市場近期的變化趨勢與波動。

綜上所述，國外學(xué)者普遍認(rèn)為金融改革會影響銀行表現(xiàn)、效率，但實證研究中由于使用變量、數(shù)據(jù)差異性較大，結(jié)論缺乏一致性。國內(nèi)學(xué)者多將重點放在利率市場化改革上，較少考慮其他金融改革。銀行作為金融市場的主要組成部分，在金融改革中首當(dāng)其沖，研究金融改革對銀行業(yè)影響具有較強現(xiàn)實意義。利差能夠衡量銀行表現(xiàn)與效率，銀行H-S利差模型發(fā)展成熟，因此測算利差變化是分析金融改革對銀行甚至金融市場穩(wěn)定影響程度的有效方法?？傮w來說，以往雖有此類研究，但在金融改革指標(biāo)選擇上有待進一步探討。因此本文使用多項衡量金融改革及銀行利差的變量，探討金融改革對銀行業(yè)利差的影響，為金融改革進程及銀行業(yè)發(fā)展提出有針對性的對策建議。

三 樣本、變量及模型說明

(一)研究樣本

本文銀行數(shù)據(jù)來源于BankFocus(原BankScope)。受數(shù)據(jù)更新、可獲得性影響，研究時間限定在2011-2017年?？紤]到各經(jīng)濟體銀行數(shù)量存在較大差異和數(shù)據(jù)失衡可能會使結(jié)果失真，參考Iftikhar(2016)[9]等的做法，在回歸前刪除了包括剛果在內(nèi)的18個有效銀行數(shù)少于5家的經(jīng)濟體及澳大利亞、巴西、德國、日本、美國、意大利及俄羅斯這7個銀行數(shù)量大于300家的經(jīng)濟體，最終得到2011-2017年包含111個經(jīng)濟體3754家銀行的數(shù)據(jù)。

(二)變量選取與定義

1.被解釋變量

凈利差為利息凈收入與生息資產(chǎn)的比值，是衡量銀行效率的重要指標(biāo)。而且該指標(biāo)反映了銀行在資金交易過程中的價格行為，體現(xiàn)銀行自身效率(周鴻衛(wèi)等，2008)[27]。Saunders和Schumacher(2000)[25]、Islam和Nishiyama(2016)[6]等都在分析利差決定因素時使用該指標(biāo)作為利差的代理變量。

2.核心解釋變量

在研究金融改革與銀行利差關(guān)系時，關(guān)鍵問題是尋找合適的代理變量來量化金融改革。從過往金融改革程度和銀行風(fēng)險(Demirgü?-Kunt和Detragiache，1998[28]; Cubillas和González, 2014[11])的研究中可以發(fā)現(xiàn)，由于金融改革內(nèi)涵具有多維特性，學(xué)者通常會使用多個數(shù)據(jù)庫來構(gòu)建金融改革程度指標(biāo)。Chortareas et al.(2013)[19]使用Heritage Foundation來分析金融改革程度與銀行效率之間的關(guān)系；Luo et al.(2016)[12]分別使用Chinn和Ito(2008)[29]、Heritage Foundation發(fā)布的及他們自行計算的金融改革數(shù)據(jù)分析銀行效率；Barrell et al.(2017)[30]使用Fraser Institute發(fā)布的數(shù)據(jù)作為金融改革的代理變量。參考以上研究，本文的核心解釋變量從Fraser Institute發(fā)布的《Economic Freedom of the World》、Chinn和Ito (2008)[29]創(chuàng)立的用于衡量資本賬戶開放程度數(shù)據(jù)及Heritage Foundation發(fā)布的《Economic Freedom》數(shù)據(jù)庫中選取。

《Economic Freedom of the World》是涵蓋159個國家或地區(qū)的經(jīng)濟自由度數(shù)據(jù)庫，目前數(shù)據(jù)更新至2015年。該數(shù)據(jù)庫變量分為五大類：政府規(guī)模、法律系統(tǒng)及產(chǎn)權(quán)、熱錢、國際貿(mào)易自由和法規(guī)。這五類又由7-20個不同指標(biāo)組成。本文選用利率控制指數(shù)、資本控制自由指數(shù)和外幣銀行賬戶自由指數(shù)作為金融改革程度的代理變量。

借鑒Cubillas和González(2014)[11]、陳中飛等(2017)[13]的研究經(jīng)驗，本文使用Chinn和Ito(2008)[29]建立的kaopen指標(biāo)來衡量資本賬戶交易開放程度，該數(shù)據(jù)根據(jù)IMF的《Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions》計算而得，涵蓋了1970-2015年期間181個國家或地區(qū)。數(shù)據(jù)庫包括ka_open及kaopen兩個指標(biāo)，ka_open是kaopen標(biāo)準(zhǔn)化后的結(jié)果，這里僅使用標(biāo)準(zhǔn)化后結(jié)果。借鑒Chortareas et al.(2013)[19]、Cubillas和González(2014)[11]等選擇金融改革指標(biāo)的方法，增加了由Heritage Foundation發(fā)布的《Index of Economic Freedom》，這一數(shù)據(jù)庫包含1995-2018年186個國家或地區(qū)的數(shù)據(jù)，涵蓋了法規(guī)、政府規(guī)模、監(jiān)管效率和市場開放4個層次并細分成12個部分，本文選取金融改革程度總指數(shù)、貨幣自由化指數(shù)這兩個與金融改革相關(guān)的指標(biāo)。

由此，最終獲得6個金融改革水平指標(biāo)，包括利率控制指數(shù)、資本控制自由指數(shù)、外幣銀行賬戶自由指數(shù)、資本賬戶開放指數(shù)、金融改革程度總指數(shù)和貨幣自由化指數(shù)。各指標(biāo)內(nèi)涵如下：利率控制指數(shù)反映利率市場化政策實施程度；外幣銀行賬戶自由指數(shù)、資本控制自由指數(shù)體現(xiàn)了資本賬戶開放水平的兩個方面；資本賬戶開放指數(shù)則衡量總體資本賬戶開放水平；金融改革程度總指數(shù)體現(xiàn)了金融改革總體進程；貨幣自由化指數(shù)體現(xiàn)了匯率自由化水平。

3.銀行控制變量

銀行自身內(nèi)部因素是影響利差的重要方面。參照相關(guān)研究，選取以下5個控制變量。

(1)貸款與總資產(chǎn)比率。該指標(biāo)用于衡量銀行的主要業(yè)務(wù)，若該值大則證明銀行主要從事存貸款業(yè)務(wù)。López-Espinosa et al.(2011)[24]認(rèn)為存貸款業(yè)務(wù)占比過大會增加銀行風(fēng)險，從而增加利差。

(2)股權(quán)與總資產(chǎn)比率。該指標(biāo)作為銀行承受風(fēng)險能力的代理變量，反映資產(chǎn)整體質(zhì)量，可能會影響利差水平(McShane和Sharpe, 1985)[31]。

(3)流動資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比。流動資產(chǎn)可以用于抵御流動性風(fēng)險，但也會提高銀行成本。因此該指標(biāo)上升會提高銀行利差。

(4)貸款損失準(zhǔn)備金與平均總貸款比率。該指標(biāo)用于控制銀行信用風(fēng)險，貸款損失準(zhǔn)備金不足可能造成過大的信用風(fēng)險，過多準(zhǔn)備金則導(dǎo)致用于生息的資產(chǎn)不足，可能會增加利差。

(5)支出與收入之比。該指標(biāo)代表銀行管理質(zhì)量，Maudos和Guevara(2004)[21]認(rèn)為支出與收入之比越高表示銀行管理質(zhì)量越高。

4.宏觀控制變量

Lerner指數(shù)是國家層面衡量銀行競爭的指數(shù)，由銀行Lerner指數(shù)平均而得，計算方式如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

其中，c、t、i分別代表國家、年份、銀行，LIct表示國家Lerner指數(shù)；LIit表示銀行Lerner指數(shù)；Pit是銀行總資產(chǎn)價格；TIit為銀行歷年總收入，包括利息收入及非利息收入；TAit表示總資產(chǎn)；MCit表示銀行的邊際支出；TCit是工資支出總額、支付的利息總額和資產(chǎn)負債表外項目總額。式(4)中的系數(shù)由式(5)可得：

(5)

其中，Wit, 1、Wit, 2、Wit, 3分別代表工資支出比總資產(chǎn)、利息支出比總存款及其他短期資金和其他運營及管理費用占總資產(chǎn)之比。

Lerner指數(shù)衡量了一國銀行業(yè)的競爭程度，取值在0到1之間，取值越大表示壟斷勢力越大。也有學(xué)者使用HHI指數(shù)與之替換，本文將在穩(wěn)健性檢驗中報告HHI作為Lerner指數(shù)替換變量的回歸結(jié)果。此外本文還使用人均GDP對數(shù)、通貨膨脹率和人均GDP增長率來控制一國的經(jīng)濟現(xiàn)狀、通脹水平和發(fā)展?fàn)顩r。

表1為主要變量的定義、符號和計算方法。

表1 主要變量定義、符號及計算方法

①作者計算得到,數(shù)據(jù)源來自BankFocus,計算過程見上文。
②WDI: World Development Indicators (World Bank)。

(三)描述性統(tǒng)計

核心變量描述性統(tǒng)計見表2。表中顯示金融改革變量三個數(shù)據(jù)庫的取值區(qū)間各有不同，不便于比較。為使9個指標(biāo)取值都在1-10內(nèi)，本文在回歸前將fff與fmf分別除10，將ka_open乘10，分別記為fff1、fmf1和kaopen1。此外，由于部分變量的拖尾效應(yīng)嚴(yán)重，這里對所有變量進行0.025的縮尾處理。

表2 核心變量描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

指標(biāo)變量名稱均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值樣本數(shù)latta22.77317.3200.37881.52025022llptagl1.0861.475-1.3628.61620798cti62.53519.97323.488128.31923530inf4.2086.852-27.633142.81138342gdppcg2.3063.879-62.225122.96838342lgdppc9.3791.1057.26411.16932944LI0.6080.1260.1200.91929768efic9.5121.1480.00010.00026747efcc3.6172.7030.00010.00026765effc7.3533.8910.00010.00027076fff56.92618.8980.00090.00043715fmf76.1948.0520.00095.40044030ka_open0.6280.3660.0001.00026819

(四)理論分析與模型說明

Ho和Saunders(1981)[7]、Saunders和Schumacher(2000)[25]構(gòu)建了一個交易者(Dealer)模型，提出商業(yè)銀行扮演了風(fēng)險規(guī)避型交易者的角色，通過存款需求和貸款供給為顧客提供服務(wù)。在這個過程中，商業(yè)銀行面臨著因為存款流入和貸款流出隨機而導(dǎo)致的不確定性問題以及相應(yīng)的成本。因此，商業(yè)銀行才需要一個正的存貸利差來作為這種不確定性風(fēng)險的補償。同時，基于這一理論模型，商業(yè)銀行市場結(jié)構(gòu)是存貸利差的重要影響因素之一。金融改革是增加國內(nèi)金融市場競爭性的重要途徑，市場進入者的改變進而會影響商業(yè)銀行行業(yè)的結(jié)構(gòu)和格局。根據(jù)上述理論，銀行因掉期及違約的可能性，向借款人收取額外的息差作為風(fēng)險補償。因此在借出資金時，銀行給出的價格PL會大于籌集資金時銀行給出的價格PD。那么利差計算方法如下：

PL=R+a,PD=R-b

(6)

S=PL-PD=(R+a)-(R-b)=a+b

(7)

此處的S為純利差，Ho和Saunders(1981)[7]認(rèn)為真實利差僅受到隱藏利率、準(zhǔn)備金機會成本及違約費用影響，但是在實際分析時，利差往往還受到其它因素的影響。因此本文采用下述計量模型估計利率市場化對銀行業(yè)利差的影響：

nimit=α0+β1Bankict+β2Countryct+β3Freedomct+γi+γt+μcit

(8)

其中，nimict表示凈利差；Bankict表示銀行內(nèi)部控制變量；Countryct表示宏觀控制變量；Freedomct表示金融改革程度指標(biāo)。γi代表個體效應(yīng)，γt代表年份效應(yīng)。μcit為殘差項。本文所有回歸均采用修正異方差的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以減少誤差。

考慮到金融改革在實施后并不能立即改變銀行利差，可能會在幾年內(nèi)發(fā)揮作用，在模型(8)中增加滯后一到三期金融改革程度指標(biāo)，以驗證金融改革的滯后性和持續(xù)性，所得計量模型如下：

nimit=α0+β1Bankict+β2Countryct+β3Freedomct+β4Freedomct-1

+β5Freedomct-2+β6Freedomct-3+γi+γt+μcit

(9)

四 實證分析

(一)利差影響因素

為厘清銀行利差的影響因素，首先采用銀行控制變量和宏觀控制變量與凈利差進行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。表3列(1)中僅引入銀行控制變量，包括銀行主要職能、承受風(fēng)險能力、抵御流動性風(fēng)險能力、承受信用風(fēng)險能力及管理水平。負債/總資產(chǎn)(ltta)、股權(quán)/總資產(chǎn)(etta)、流動資產(chǎn)/總資產(chǎn)(latta)及貸款損失準(zhǔn)備金與平均總貸款之比(llptagl)回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明如果銀行的主要職能是存貸款，承受風(fēng)險能力越高、流動性風(fēng)險抵御能力及承受信用風(fēng)險能力越強，則其凈利差越高。費用/收入(cti)這一變量則與利差負相關(guān)，表明費用越高，銀行獲得利差越低。表3列(2)為加入宏觀控制變量后的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率(inf)對凈利差有顯著的正向作用，即通脹率越高，凈利差越高。人均GDP增長率(gdppcg)系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展也會增大凈利差。作為經(jīng)濟水平代理變量的人均GDP(lgdppc)與凈利差顯著負相關(guān)，即經(jīng)濟水平越高，凈利差越低。LI作為市場競爭的代理變量在控制其余銀行及國家變量后并不顯著。

表3 利差影響因素回歸

注：(1)本文采用的是大N小T的面板數(shù)據(jù)，因此未進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗；(2)所有回歸模型均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；(3)括號內(nèi)是t值，*、** 和***分別表示顯著性水平為0.1、0.05和0.01。下表同。

(二)金融改革與利差

為驗證金融改革對銀行利差的影響，加入金融改革指標(biāo)進行回歸分析。金融改革涉及范圍廣、包含內(nèi)容多，單一的改革數(shù)據(jù)僅能代表有限政策變動。因此參考Cubillas和González(2014)[11]等學(xué)者的做法，使用多個金融改革數(shù)據(jù)庫以彌補單個數(shù)據(jù)庫的不足?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4 基準(zhǔn)回歸

表4列(1)-列(3)的核心解釋變量選自《Economic Freedom of the World》，該指標(biāo)由Fraser Institute發(fā)布?；貧w結(jié)果顯示，利率市場化指數(shù)(efic)與凈利差在10%水平下顯著為正。資本控制自由指數(shù)(efcc)與凈利差之間顯著負相關(guān)。外幣銀行賬戶自由指數(shù)(effc)系數(shù)顯著為正。Heritage Foundation、Chinn和Ito(2008)[29]提供的金融改革數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果見表4列(4)-列(6)?！禝ndex of Economic Freedom》中的金融改革程度總指數(shù)(fff1)和貨幣自由化指數(shù)(fmf1)與凈利差之間并無顯著相關(guān)關(guān)系。表4列(6)顯示，資本賬戶交易開放水平(kaopen1)與凈利差在1%水平下顯著為負。

總體來說，表4回歸結(jié)果表明當(dāng)期金融改革程度總指數(shù)(fff1)與凈利差相關(guān)性不強，這與該指標(biāo)所囊括改革類目廣有關(guān)，回歸也表明了不同改革方向可能會對凈利差產(chǎn)生不同影響，因此若單純使用金融改革程度總指標(biāo)易造成金融改革不會影響銀行利差的假象。資本控制自由指數(shù)(efcc)和資本賬戶交易開放水平(kaopen1)均與凈利差負相關(guān)，即資本賬戶開放能夠提高金融市場效率，但當(dāng)期外幣銀行賬戶自由指數(shù)(effc)則與凈利差正相關(guān)，即外幣銀行賬戶越放開則銀行利差越大?？赡茉驗椋寒?dāng)期政策開放外幣銀行賬戶會導(dǎo)致銀行預(yù)期風(fēng)險加大，這符合H-S理論分析。實施利率市場化指數(shù)(efic)影響為正，即當(dāng)期利率市場化政策會增加利差；貨幣自由化水平(fmf1)與凈利差相關(guān)性不強。

然而，表4回歸中未考慮改革的滯后作用，根據(jù)以往研究(王舒軍和彭建剛，2014)[32]，金融改革通常需要一定時間才能起效，且利率改變也需傳導(dǎo)機制起效。因此本文使用核心解釋變量及其三期滯后以探究金融改革對利差影響的滯后性及持久性?；貧w結(jié)果如表5所示。利率市場化指數(shù)(efic)上升不僅不會提高利差，反而在一定程度上會降低凈利差的水平，提高銀行系統(tǒng)效率。但這一指標(biāo)的作用存在較強滯后性，回歸系數(shù)僅在滯后兩期及滯后三期的結(jié)果中顯著。資本控制自由指數(shù)(efcc)與凈利差之間仍然存在負相關(guān)性，該自由指數(shù)指標(biāo)在當(dāng)期就能起效，且滯后二到三期中系數(shù)仍然顯著為負，表明該指標(biāo)對應(yīng)的金融改革政策起效快、政策持續(xù)性強。當(dāng)期外幣賬戶自由指數(shù)(effc)系數(shù)依然為正且顯著，但滯后三期系數(shù)顯著為負，說明外幣賬戶自由改革盡管可能帶來短時間利差上升，但從長遠來看凈利差總體水平仍會降低。金融改革程度總指數(shù)(fff1)與凈利差之間依然無顯著相關(guān)性。滯后一期貨幣自由化水平(fmf1)估計系數(shù)顯著為正，但滯后兩期的貨幣自由化水平(fmf1)顯著為負。當(dāng)期及滯后三期的資本賬戶交易開放水平(kaopen1)仍起到降低利差的作用。

表5 滯后金融改革變量

綜合而言，金融改革程度總指數(shù)(fff1)與凈利差相關(guān)性不強；資本控制自由指數(shù)(efcc)和資本賬戶交易開放水平(kaopen1)均與凈利差負相關(guān)，證明資本賬戶開放能夠降低銀行利差，提高金融市場效率。外幣賬戶自由指數(shù)(effc)當(dāng)期結(jié)果呈現(xiàn)正相關(guān)，滯后三期結(jié)果負相關(guān)，證實了上文關(guān)于開放外幣賬戶導(dǎo)致銀行預(yù)期風(fēng)險加大的假設(shè)，在三期后該政策不再成為預(yù)期風(fēng)險，因此發(fā)揮了其原本應(yīng)發(fā)揮的降低利差與提高金融市場效率的作用；利率市場化指數(shù)(efic)滯后兩期和滯后三期變量與凈利差負相關(guān)，若不考慮滯后(見表4)，該指數(shù)與凈利差正相關(guān)(雖在表5并不顯著)，這與彭建剛等(2016)[26]利用中國銀行業(yè)數(shù)據(jù)所得結(jié)論一致；貨幣自由化水平(fmf1)也在不同年份存在反轉(zhuǎn)效用，但負相關(guān)系數(shù)比正相關(guān)系數(shù)更小，因此匯率自由化需搭配其他政策使用以免影響到國內(nèi)金融市場效率。這與表4結(jié)論存在一些差別，考慮到金融改革不大可能只產(chǎn)生單期效應(yīng)，因此加入滯后項更符合金融市場規(guī)律。6個代理變量中的5個都存在滯后期系數(shù)顯著情況，且各變量滯后期顯著水平和方向與當(dāng)期不同。整體上說明，利率市場化政策推行后至少兩年才能看出顯著作用，政府使用利率市場化政策時需給予市場一定反應(yīng)時間，推行金融改革政策時應(yīng)密切關(guān)注其滯后作用，根據(jù)現(xiàn)存問題和預(yù)計時間采取不同手段，觀測不同開放指標(biāo)的變動，達到政策目的。

(三)不同規(guī)模銀行比較

根據(jù)上述研究結(jié)果，雖使用滯后項的回歸結(jié)果更符合預(yù)期，但金融改革程度總指數(shù)對利差影響仍不大，資本控制自由指數(shù)及貨幣自由化指數(shù)錯期反轉(zhuǎn)，這可能是因為大小規(guī)模銀行受金融改革作用不同。因此本文按照資產(chǎn)規(guī)模將全部銀行分為兩類。具體而言，如果一個銀行的資產(chǎn)規(guī)模大于國內(nèi)銀行資產(chǎn)均值則將其定義為大銀行，否則為小銀行。表6、表7報告了不同資產(chǎn)規(guī)模銀行受金融改革的影響。結(jié)果顯示，不同資產(chǎn)規(guī)模的銀行受金融改革影響存在一定異質(zhì)性。除部分變量在不同銀行規(guī)模條件下滯后情況稍有變化外，其余并無較大改變。如利率市場化指數(shù)在大小銀行中估計系數(shù)符號方向與全樣本估計中一致，且均顯著，說明大小銀行利差均受利率市場化程度的影響，然而小銀行受利率市場化程度的影響更快且更持久。資本控制自由指數(shù)對小銀行的影響較為深遠，對大銀行的影響局限于滯后一期數(shù)據(jù)，但影響方向相同，證明資本控制放開能同時降低大小銀行利差水平。

其余變量則與基準(zhǔn)回歸結(jié)果差異較大。外幣銀行賬戶自由指數(shù)系數(shù)僅在小銀行中顯著，作用方向仍具有反復(fù)性。在基準(zhǔn)回歸中系數(shù)不顯著的金融改革程度總指數(shù)在分類后變得顯著——在大銀行中系數(shù)顯著為正，即金融改革程度總指數(shù)越高，大銀行的凈利差反而上升；小銀行中系數(shù)顯著為負，金融改革程度總指標(biāo)提高會降低利差。原因可能是金融改革加大了市場競爭，打破了市場壟斷，這反而提升了大銀行的壓力，上浮凈利差以規(guī)避風(fēng)險，而小銀行傾向于以較低利差獲取更大市場份額。在貨幣自由化指數(shù)更高時，大小銀行受滯后一期指數(shù)影響后利差均提高，與大銀行不同的是小銀行受滯后兩期指數(shù)影響后利差又會下降。資本賬戶開放會降低小銀行利差，且具有滯后影響，而大銀行則不受其影響。

表6 大銀行樣本回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

(1)(2)(3)(4)(5)(6)代理變量eficefcceffcfff1fmf1kaopen1被解釋變量nimnimnimnimnimnimL3.lib-0.1339*-0.0576-0.0343-0.00930.0008-0.0501(0.07)(0.04)(0.06)(0.01)(0.02)(0.05)控制變量YesYesYesYesYesYes樣本量118912141214186918681230Adj. R20.9210.9170.9170.9170.928 0.920

表7 小銀行樣本回歸結(jié)果

總體而言，資產(chǎn)規(guī)模大小不同的銀行在受到不同類型金融改革指標(biāo)影響時反應(yīng)速度、影響程度及持續(xù)時間具有一定的差異。尤其是金融改革程度總指數(shù)對大小銀行作用正好相反，在提高大銀行利差同時降低小銀行利差。證明金融改革政策對不同規(guī)模銀行的作用往往不同。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.銀行業(yè)競爭指標(biāo)替換

在上文中，采用LI以衡量一國銀行業(yè)競爭程度，但不少學(xué)者認(rèn)為HHI指數(shù)更能體現(xiàn)行業(yè)競爭程度，因此采用HHI指標(biāo)替換LI指標(biāo)進行穩(wěn)健性檢驗。HHI即赫芬達爾指數(shù)，為一國所有銀行資產(chǎn)占全國銀行資產(chǎn)的平方和，取值范圍為0-1，取值越大表明一國銀行業(yè)集中度越高且該指標(biāo)不受企業(yè)數(shù)量與分布影響，在研究市場競爭時廣為應(yīng)用。對比表8與表4可見，除顯著性和滯后作用略有差異外，結(jié)果基本一致，表明使用HHI與LI指數(shù)對本文回歸結(jié)果的影響不大。

表8 LI-HII變量替換穩(wěn)健性檢驗

2.延長滯后期限

本文在上述研究過程中使用了滯后三期的變量作為核心解釋變量，但是滯后三期不一定能全面反映政策滯后性的影響，因此進一步將數(shù)據(jù)滯后五期進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表9所示。根據(jù)表9結(jié)果，滯后4-5期的數(shù)據(jù)系數(shù)也顯著，且在滯后性、持續(xù)性方面的結(jié)果基本不變，可見滯后3期足以反映滯后性的影響。

表9 滯后五期回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

(1)(2)(3)(4)(5)(6)代理變量eficefcceffcfff1fmf1kaopen1被解釋變量nimnimnimnimnimnimL5.lib-0.0894***-0.0845***0.0131-0.00300.0025-0.0518*(0.03)(0.02)(0.03)(0.01)(0.01)(0.03)控制變量YesYesYesYesYesYes樣本量70537053705312017118827193Adj. R20.940 0.939 0.939 0.9250.9270.939

五 結(jié) 論

本文使用2011-2017年111個國家或地區(qū)3754家銀行的數(shù)據(jù)，研究了金融改革對銀行利差的影響。主要結(jié)論：(1)不同類型金融改革指標(biāo)對銀行利差影響方向、滯后作用和持續(xù)效果均有所不同。(2)不同資產(chǎn)規(guī)模的銀行對金融改革政策的反應(yīng)在速度、持續(xù)性及作用大小上也存在差異。具體而言，利率市場化程度上升會降低銀行利差，小銀行對這方面政策反應(yīng)更快，作用持續(xù)時間更長。資本賬戶開放中的資本控制自由水平指數(shù)的提高也能降低銀行利差，但小銀行利差受到影響更大，反應(yīng)速度更快。資本賬戶開放中的外幣銀行賬戶控制自由指數(shù)的提高對大銀行利差無顯著影響，對小銀行則會起到利差先提高后下降的作用?？傎Y本賬戶開放指數(shù)對大銀行也無顯著影響，對小銀行則有當(dāng)期和滯后四期降低利差的作用。金融開放程度總指數(shù)提高會使大銀行利差上升，而小銀行利差降低，綜合兩者效應(yīng)在整體樣本中該變量系數(shù)不顯著。貨幣自由化指數(shù)對大銀行利差起到正向作用，對小銀行則帶來先正后負的作用，整體來說提高貨幣自由化指數(shù)會升高利差。本文還使用改變市場競爭控制變量、延長滯后期限來檢驗穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)研究結(jié)果基本穩(wěn)健。

本文主要貢獻在：我國政府一直強調(diào)金融改革和金融開放，但是國內(nèi)相關(guān)研究并不深入，而且不少金融改革在我國尚未開啟或者完成，如何對改革效果進行前瞻性研究存在不小挑戰(zhàn)。國外學(xué)者多以個別國家或區(qū)域為研究對象，較少考慮一般性規(guī)律和我國具體國情，其結(jié)論對我國金融改革借鑒意義較小。同時，相較于其他學(xué)者主要采用國家層面的宏觀數(shù)據(jù)，本文基于國際經(jīng)驗比較研究的視角，采用國際銀行業(yè)的微觀數(shù)據(jù)進行研究，覆蓋全球主要國家和地區(qū)3000余家銀行，能夠有效緩解內(nèi)生性等諸多問題。但仍存在一定不足之處，例如數(shù)據(jù)年限不夠——受限于BankScope數(shù)據(jù)庫的更新內(nèi)容，上文實證研究僅采用2011年以后的數(shù)據(jù)。

針對我國現(xiàn)狀，本文認(rèn)為不同金融改革政策具有不同時滯效果，例如近年熱門的利率市場化政策存在一定時滯性，在實施利率市場化改革后銀行利差并不會快速反應(yīng)，因此政府放開利率管制時需耐心等待結(jié)果。此外，不同政策的持續(xù)效果也不同，利率市場化政策雖不能引起金融市場快速反應(yīng)，但其持續(xù)性強、作用大。且不同規(guī)模銀行受金融改革政策影響也不同。部分政策會使銀行利差上升，降低資金配置效率，但是由于其余方面效應(yīng)(如刺激經(jīng)濟、增加出口、提高貨幣地位)本文并未考察，不能直接否定其作用。整體而言，多數(shù)金融改革能使利差下降，提高社會資源配置效率，然而不同改革手段對銀行利差效用不同，需分類討論，因此本文建議政府應(yīng)詳細考慮各金融改革政策疊加及滯后效應(yīng)，針對不同情況使用不同金融改革政策，從而更好地發(fā)揮政府宏觀調(diào)控作用。