投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響研究

王千紅 王欣

[摘要]投資者情緒在金融市場深化背景下是否會影響銀行貸款預(yù)期損失？為了嘗試打開這個黑箱，選擇 2011—2021 年期間 16 家 A 股上市銀行季度經(jīng)營數(shù)據(jù)為觀測樣本，運用GLS 回歸驗證了投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的負(fù)向影響。進(jìn)而通過構(gòu)建動態(tài)遞歸模型，分別驗證了“企業(yè)貸款需求”與“銀行經(jīng)營者過度自信”在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期的作用機制中分別發(fā)揮著部分中介效應(yīng)與遮掩效應(yīng)。此外，經(jīng)濟(jì)周期波動會影響投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的效力，而且不同類型商業(yè)銀行對投資者情緒的反應(yīng)也存在差異。

[關(guān)鍵詞]投資者情緒 ；銀行貸款預(yù)期損失 ；企業(yè)貸款需求 ；銀行經(jīng)營者過度自信

[中圖分類號]F49;F299.2 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1000-4211（2023）01-0080-17

[收稿日期]2022-11-08

[作者簡介]王千紅（通訊作者），東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院金融系教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向 ：銀行經(jīng)營創(chuàng)新、金融市場理論與交易技術(shù) ；王欣，東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士研究生， 研究方向 ：商業(yè)銀行風(fēng)險管理。

一、引言

商業(yè)銀行在我國金融體系中占據(jù)主導(dǎo)地位，銀行貸款是全社會融資規(guī)模中的重要組成部分。因此，提升我國金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力的根本在于防范銀行貸款預(yù)期損失。貸款是銀行的主要資產(chǎn)業(yè)務(wù)，體現(xiàn)著銀行服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)中的核心功能（Manthos等，2014），因此，提升貸款質(zhì)量，降低貸款的預(yù)期損失概率，防范銀行貸款預(yù)期損失對于銀行自身的存續(xù)、銀行業(yè)的穩(wěn)定，甚至整個金融市場的穩(wěn)健發(fā)展都至關(guān)重要。銀行貸款預(yù)期損失是指由于各種內(nèi)生變量與外生變量，使得商業(yè)銀行貸款未來可能遭受損失。貸款預(yù)期損失的發(fā)生來源于銀行貸款規(guī)模的擴(kuò)張，F(xiàn)oos（2010）認(rèn)為貸款規(guī)模的擴(kuò)大即意味著銀行貸款損失的增加，William（1999）具體從貸款的需求轉(zhuǎn)移與供給轉(zhuǎn)移分別考慮不同因素對銀行貸款規(guī)模的刺激，是否會提高銀行的貸款損失水平，其研究結(jié)果最終證實了由于銀行貸款需求轉(zhuǎn)移使得銀行貸款增長的外生變量不會對銀行貸款損失產(chǎn)生不利影響，而由于銀行貸款供給轉(zhuǎn)移導(dǎo)致銀行貸款規(guī)模擴(kuò)大的內(nèi)生變量則可能促進(jìn)銀行貸款損失水平的提高。

影響銀行貸款預(yù)期損失的外生變量通常包括貸款市場競爭（Nicoló，2005）、借款人的還款意愿及還款能力（韓文廣，2009）及經(jīng)濟(jì)政策不確定性等對銀行貸款的影響；內(nèi)生變量則涵蓋銀行信貸標(biāo)準(zhǔn)（William，1999）、銀行信貸員的技能水平（Manthos等，2014）及銀行經(jīng)營者心理偏差（Delis等，2011）等。隨著銀行風(fēng)險管理能力的提高，銀行對于貸款損失風(fēng)險的內(nèi)部控制制度已較為完善，貸前審查、貸中審批與貸后管理等一系列審慎的貸款風(fēng)險管理流程，在一定程度上可以有效地規(guī)避或抑制部分內(nèi)部與外部因素對貸款損失的不利影響。自2010年12月《全球更穩(wěn)健的銀行及銀行體系監(jiān)管框架》頒布以來，我國商業(yè)銀行在銀行公司治理方面更加強調(diào)宏觀審慎與微觀審慎的兼顧，銀行貸款風(fēng)險的審核范圍向外拓展，以促進(jìn)銀行進(jìn)行更全面地管理貸款風(fēng)險。與此同時，隨著我國個人可支配收入水平的提升和金融市場多層次深化發(fā)展，越來越多的個人投資者廣泛地參與進(jìn)證券交易市場中。隨著資本市場投資者多元化，與金融市場機構(gòu)投資者相比，個人投資者會更多地受其自身情緒的影響。資本市場上大量非理性投資者的心理偏差匯聚形成了投資者情緒，投資者情緒又或多或少地會反向影響資本市場的各個方面（Baker等，2007）。為此，考慮到銀行作為資本市場的重要參與主體，提出了銀行貸款業(yè)務(wù)也可能會受到投資者情緒影響的研究動機。

首先，投資者情緒的波動會對資產(chǎn)價格或回報產(chǎn)生影響（Ho等，2009）。銀行貸款業(yè)務(wù)需要對被抵押品、借款人的預(yù)期還款能力等方面進(jìn)行估值，所以投資者情緒影響銀行貸款評估的有效性；其次，低落的投資者情緒可能導(dǎo)致企業(yè)投資不足（花貴如等，2011），企業(yè)融資需求相應(yīng)地減少，銀行貸款需求的減少可能導(dǎo)致銀行放松貸款條件或降低銀行貸款利率以促進(jìn)貸款增長，銀行貸款風(fēng)險上升；最后，貸款作為銀行的重要資產(chǎn)，投資者情緒的高漲也會使得銀行貸款的預(yù)期回報率提高，即銀行的貸款利率提高。銀行的貸款利率提高意味著企業(yè)借款的成本增加，這可能促進(jìn)借款并不亟需或面臨一定的財務(wù)風(fēng)險，而不愿意支付較高貸款利息的企業(yè)減少貸款需求，銀行預(yù)期貸款損失減少。因此，投資者情緒可能與銀行預(yù)期貸款損失負(fù)相關(guān)。然而，投資者情緒通常直接作用于資產(chǎn)回報，使資產(chǎn)回報的預(yù)期不受其基本面的保證（DeLong等，1990），故而投資者情緒更可能是通過影響銀行貸款的供給或需求的相關(guān)外生變量或內(nèi)生變量，間接地對銀行貸款風(fēng)險產(chǎn)生影響。

在投資者情緒對銀行風(fēng)險承擔(dān)的作用機制中，銀行經(jīng)營者過度自信發(fā)揮著中介渠道效應(yīng)（王璐等，2020；佘賽男等，2020，張丞等，2014）。張丞等（2014）進(jìn)一步證實了銀行經(jīng)營者過度自信在投資者情緒對銀行風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向影響中發(fā)揮著“遮掩效應(yīng)”，即銀行經(jīng)營者過度自信的存在削弱了投資者情緒對銀行風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向影響。鑒于銀行預(yù)期貸款損失從屬于銀行風(fēng)險管理的范疇，銀行預(yù)期貸款損失的增加往往不利于銀行的穩(wěn)健經(jīng)營。因此在投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的作用路徑中，“銀行經(jīng)營者過度自信”可能同樣發(fā)揮著部分“遮掩效應(yīng)”?！般y行經(jīng)營者過度自信”作為影響銀行貸款的內(nèi)生變量，是通過影響銀行貸款供給而對銀行貸款產(chǎn)生影響的，而當(dāng)銀行貸款發(fā)生供給轉(zhuǎn)移時，貸款預(yù)期損失水平可能提高（William，1999）。與此同時，投資者情緒也可能通過影響貸款需求轉(zhuǎn)移而對銀行預(yù)期貸款損失產(chǎn)生影響。無論是基于傳統(tǒng)的Tobin Q理論，還是Baker和Stein等（2003）提出的權(quán)益融資渠道，投資者情緒的波動會影響企業(yè)的投資與融資決策，在直接融資欠發(fā)達(dá)的資本市場上，向銀行借款仍然是我國企業(yè)的主要融資方式，因此，投資者情緒會影響企業(yè)貸款需求，而企業(yè)借款作為銀行貸款的外生變量，企業(yè)貸款需求變化引起的貸款需求的轉(zhuǎn)移往往負(fù)向影響預(yù)期貸款損失（William，1999）。

為了更好地論證投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失的關(guān)系，驗證投資者情緒對我國商業(yè)銀行貸款預(yù)期損失的作用機制，我們將通過構(gòu)建廣義線性回歸模型對其進(jìn)行實證檢驗；為了檢驗“企業(yè)貸款需求”與“銀行經(jīng)營者過度自信”是否在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，即打開投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的“黑箱”，將分別對“企業(yè)貸款需求”與“經(jīng)營者過度自信”構(gòu)建動態(tài)遞歸模型。在上述分析的基礎(chǔ)上，我們還將考慮宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動是否影響投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的效力及不同類型商業(yè)銀行對投資者情緒的反應(yīng)是否存在異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）投資者情緒負(fù)向影響銀行貸款預(yù)期損失

投資者情緒的波動會對銀行問題貸款水平產(chǎn)生影響（Delis等，2011），根據(jù)對現(xiàn)有研究觀點歸納分析，本文將基于以下三個方面具體論證投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的負(fù)向影響。

首先，由于投資者情緒與企業(yè)投資決策正相關(guān)，投資者情緒的高漲引起企業(yè)投資增加，甚至過度投資。在銀行貸款預(yù)期損失控制體系中，對借款企業(yè)會進(jìn)行嚴(yán)格的貸前、貸中、貸后風(fēng)險監(jiān)控，因此企業(yè)的過度投資無論發(fā)生在貸款活動的事前、事中、事后，銀行均會及時進(jìn)行風(fēng)險識別以減少銀行貸款損失預(yù)期發(fā)生的概率；反之，低落的投資者情緒可能導(dǎo)致企業(yè)投資不足（潘敏和朱迪星，2011），企業(yè)融資需求相應(yīng)地減少，銀行貸款需求的減少可能導(dǎo)致銀行放松貸款條件或降低銀行貸款利率以促進(jìn)貸款增長，銀行貸款預(yù)期損失增加。

其次，投資者情緒影響銀行貸款評估的有效性。投資者情緒源于投資者對未來現(xiàn)金流和投資風(fēng)險的系統(tǒng)性預(yù)期偏差（Stein，1996；Baker等，2003），投資者情緒的波動會對資產(chǎn)價格或回報產(chǎn)生影響（Ho等，2009），高漲的投資者情緒意味著金融資產(chǎn)的價格產(chǎn)生向上偏離于資產(chǎn)估值模型所確定的價值，估值模型的有效性受到干擾（史永東，2019）。銀行貸款業(yè)務(wù)中需要對被抵押品、借款人的預(yù)期還款能力等方面進(jìn)行估值，投資者情緒的波動同樣會干擾銀行貸款評估的有效性。我國商業(yè)銀行，尤其是系統(tǒng)重要性銀行在經(jīng)營決策時更為審慎，具有明顯的風(fēng)險回避特征（May，1995），因此，高漲的投資者情緒引起銀行貸款評估的有效性降低時，商業(yè)銀行往往趨于減少放貸，降低銀行預(yù)期的貸款風(fēng)險；反之，當(dāng)投資者情緒較低時，商業(yè)銀行的貸款風(fēng)險將隨著銀行貸款供給量的增加而提高。

最后，投資者情緒影響銀行貸款的預(yù)期回報率。隨著資產(chǎn)價格的過度波動、股票回報的均值回歸、封閉式共同基金的定價過低，以及梅赫拉-普雷斯科特（Mehra-Prescott）股票溢價之謎等一系列市場收益異象的出現(xiàn)，CAPM模型受到質(zhì)疑，而將投資者情緒作為調(diào)節(jié)信息能夠提高CAPM的性能（Ho等，2009），即投資者情緒越高，意味著資產(chǎn)的回報率越高。因此，貸款作為銀行的重要資產(chǎn)，投資者情緒的高漲也會使得銀行貸款的預(yù)期回報率提高，即銀行的貸款利率提高。投資者情緒的低落使得銀行貸款預(yù)期回報降低，銀行的貸款利率降低，企業(yè)借款成本相應(yīng)地減少，企業(yè)的貸款需求增加，銀行貸款獲得中的逆向選擇風(fēng)險提高，銀行貸款預(yù)期損失增加；反之，銀行的貸款利率提高意味著企業(yè)借款的成本增加，這可能促進(jìn)借款并不亟需或面臨一定的財務(wù)風(fēng)險，而不愿意支付較高貸款利息的企業(yè)減少貸款需求，銀行貸款預(yù)期損失因此減少。

綜上分析，提出研究假設(shè)1：投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失負(fù)相關(guān)。

（二）投資者情緒引起的貸款需求轉(zhuǎn)移對貸款預(yù)期損失的負(fù)向影響

權(quán)益融資渠道產(chǎn)生的原因在于投資者情緒會使股價發(fā)生偏離于其實際價值的偏差（Stein，1996），而企業(yè)則可以根據(jù)這種偏差擇時進(jìn)行股票融資而獲得權(quán)益資本。首先，權(quán)益資本的增加會促進(jìn)企業(yè)做出更為積極的投資決策，而企業(yè)的投資決策與其融資決策息息相關(guān)，當(dāng)企業(yè)投資規(guī)模擴(kuò)大也會引起企業(yè)融資需求的增加。目前，我國直接融資占比仍偏低，企業(yè)融資來源仍然以向銀行借款為主，因此，企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大可能引起企業(yè)貸款需求的增加。其次，權(quán)益資本的增加有利于改善信貸條件。一方面，由于銀行利用個人和企業(yè)的信貸額度及自有資產(chǎn)做出放貸決策，權(quán)益資本的增加意味著企業(yè)信貸條件的改善，企業(yè)隱形的貸款抵押資產(chǎn)價值（Berger等，1990）提高，貸款企業(yè)的信貸條件得以改善。另一方面，在我國資本市場上，無論是IPO還是股票增發(fā)，都對企業(yè)的運行情況、盈利能力、財務(wù)狀況等方面進(jìn)行較為嚴(yán)格的審核，并且要求說明募集資金的用途，企業(yè)上市或增發(fā)完成后需定期進(jìn)行財務(wù)信息披露，這也將為企業(yè)提高經(jīng)營業(yè)績形成激勵。最后，由于現(xiàn)實資本市場中信息不對稱的客觀存在，有限理性的銀行難以對股價波動的根源進(jìn)行區(qū)分。若企業(yè)根據(jù)投資者情緒擇時進(jìn)行股權(quán)融資，提高信息披露質(zhì)量，銀行對其貸款能力評估所需的信息收集成本減少，有助于放松企業(yè)的融資約束，銀行貸款的意愿趨向增強。因此，無論是基于企業(yè)經(jīng)營者過度自信、企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大還是權(quán)益資本增加對銀行信貸條件的改善，投資者情緒都將對企業(yè)貸款需求產(chǎn)生正向影響。企業(yè)貸款需求的變化會引起銀行貸款需求發(fā)生轉(zhuǎn)移，當(dāng)企業(yè)貸款需求增加時，由于銀行的貸款供給在同一時期相對保持不變，貸款需求的提高將促進(jìn)貸款的預(yù)期回報率，即銀行貸款利率提高。企業(yè)獲得銀行貸款的成本上升，將促使企業(yè)在借款時更加審慎地評估借入貸款的必要性，有利于促進(jìn)借款企業(yè)的信貸水平上升。另外，由于高漲的投資者情緒將促進(jìn)企業(yè)權(quán)益資本的增加，借款企業(yè)信貸條件與信息披露質(zhì)量也隨之優(yōu)化，銀行貸款的預(yù)期損失也將減少。以我國銀行整體經(jīng)營為例，2021年我國市場投資者情緒指數(shù)達(dá)到52.87，相對于前一年有所上漲；而銀行業(yè)整體貸款事件在2021年較2020年增長6.8%，相應(yīng)的銀行業(yè)景氣指數(shù)則由2020年的58.42上升至64.98。由此可見，積極的投資者情緒對貸款需求產(chǎn)生刺激使得銀行貸款需求擴(kuò)大，貸款事件增加，銀行經(jīng)營也隨之更加穩(wěn)健。

綜上分析，提出研究假設(shè)2：在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制中，企業(yè)貸款需求發(fā)揮著部分中介渠道效應(yīng)。

（三）投資者情緒引起的貸款供給轉(zhuǎn)移對貸款預(yù)期損失的正向影響

投資者與經(jīng)營者均存在心理偏差，經(jīng)營者心理偏差通常表現(xiàn)為過度自信，經(jīng)營者過度自信在我國高管中同樣存在（余明桂等，2006；花貴如等，2011；佘賽男等，2020）。由于投資者情緒屬于社會情緒的子集（Nofsinger，2005），屬于社會情緒，經(jīng)營者過度自信源于個體經(jīng)營者的心理偏差，屬于個體情緒，個體情緒往往受到社會情緒的影響（DeLong等，1990）。因此，考慮投資者情緒對經(jīng)營者情緒的單向影響更具合理性。投資者情緒又與經(jīng)濟(jì)周期波動高度正相關(guān)（張曉紅等2017），銀行業(yè)本身的風(fēng)險回避特征（May等，1995）使得銀行業(yè)經(jīng)營者在投資者情緒波動較大時通常更為審慎（余明桂等，2006；Manthos等，2014），更趨向于質(zhì)疑投資者情緒（張丞等，2014）。因此，高漲的投資者情緒會促進(jìn)銀行經(jīng)營者愈加審慎地做出貸款決策，即投資者情緒與銀行經(jīng)營者過度自信負(fù)相關(guān)。根據(jù)管理者過度自信的特征，在銀行貸款業(yè)務(wù)上，經(jīng)營者過度自信易表現(xiàn)出高估預(yù)期貸款回報，低估貸款損失風(fēng)險（William，1999），因此經(jīng)營者過度自信可能會對銀行貸款預(yù)期損失產(chǎn)生不利影響。結(jié)合William（1999）對于貸款供給轉(zhuǎn)移對于銀行貸款損失影響的簡化分析模型，若銀行貸款供給在貸款需求保持穩(wěn)定的情況下持續(xù)增加，貸款利率趨于降低，企業(yè)借款成本因此下降，借款企業(yè)信貸水平表現(xiàn)出較大差異，此時銀行放貸規(guī)模越大往往意味著銀行預(yù)期的貸款損失水平越高。然而，經(jīng)營者過度自信對銀行貸款預(yù)期損失的影響可能存在時滯性（Foos等，2010）。一方面，貸款風(fēng)險最終將體現(xiàn)在銀行貸款損失上，而銀行經(jīng)營者做出放貸決策與貸款損失的預(yù)期發(fā)生概率或貸款損失的實際發(fā)生之間存在時間差；另一方面，經(jīng)營者在做出重大決策時存的確在明顯的學(xué)習(xí)效應(yīng)（Markus等，2017），經(jīng)營者會根據(jù)銀行貸款的實際損失情況對現(xiàn)有決策進(jìn)行修正并調(diào)整自身的過度自信程度，且經(jīng)營者過度自信屬于經(jīng)營者的心理偏差，具有較高的時變性（Heaton，2005）。而銀行貸款預(yù)期損失的形成體現(xiàn)在貸款的整個過程中，銀行貸款行為的發(fā)生和結(jié)束存在著時間周期，因此銀行的貸款風(fēng)險也難以立即反映出經(jīng)營者過度自信的行為結(jié)果，當(dāng)以往較高的實際貸款損失促進(jìn)銀行經(jīng)營者迅速地調(diào)低自身的自信程度，銀行當(dāng)期的貸款風(fēng)險可能仍然較高。這使得經(jīng)營者過度自信與同一時期的銀行貸款預(yù)期損失存在負(fù)向關(guān)系，銀行貸款預(yù)期損失是以往貸款經(jīng)營者心理偏差的結(jié)果（Caglayan等，2016）。因此，盡管經(jīng)營者過度自信受到投資者情緒的高漲而趨向于降低承擔(dān)貸款風(fēng)險的意愿，但在同一時點，經(jīng)營者過度自信與銀行貸款預(yù)期損失呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失可能負(fù)相關(guān)，經(jīng)營者過度自信與投資者情緒負(fù)相關(guān)，而經(jīng)營者過度自信與當(dāng)期銀行貸款預(yù)期損失之間同樣呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。可見，在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制中，銀行經(jīng)營者過度自信發(fā)揮著部分“遮掩效應(yīng)”。

綜合上述分析，提出研究假設(shè)3：在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制中，銀行經(jīng)營者過度自信發(fā)揮著部分“遮掩效應(yīng)”。

三、實證研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

2010年12月16日，巴塞爾委員會正式發(fā)布了《全球更穩(wěn)健的銀行及銀行體系監(jiān)管框架》，此后，銀行貸款預(yù)期損失的管控將更加兼顧宏觀審慎與微觀審慎，源于資本市場上個人投資者心理偏差的投資者情緒也可能更加受到銀行風(fēng)險管控的重視，因此，本文選擇數(shù)據(jù)的窗口期為2011Q1—2021Q4。由于投資者情緒指數(shù)屬于高頻數(shù)據(jù)，而銀行的經(jīng)營數(shù)據(jù)基本在其季度報告中進(jìn)行披露，為保證所選取的銀行的各類數(shù)據(jù)完整且數(shù)據(jù)頻次更高以捕捉投資者情緒的短期變化所產(chǎn)生的影響，對此，我們剔除了季度數(shù)據(jù)殘缺嚴(yán)重的銀行，對僅缺少個別季度的銀行，我們利用EXCEL中的Trend函數(shù)進(jìn)行了補充，最終選取平安銀行、工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、中信銀行、建設(shè)銀行、交通銀行等16家商業(yè)銀行作為研究樣本，研究數(shù)據(jù)為季度平衡面板數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)來源于Wind金融終端、國泰安數(shù)據(jù)庫及各銀行季度財務(wù)報表等。

（二）指標(biāo)選擇

1.投資者情緒的衡量指標(biāo)選擇

目前，度量投資者情緒的方法有很多，例如等基金折價率、流動性指標(biāo)、BW情緒指數(shù)、多空指數(shù)、新開交易賬戶數(shù)、換手率、IPO首日收益率等客觀指標(biāo)；央視看盤指數(shù)、好淡指數(shù)、投資者信心指數(shù)等主觀指標(biāo)；或者把多個單一的主觀與客觀指標(biāo)進(jìn)行綜合，形成投資者情緒復(fù)合度量指標(biāo)，復(fù)合度量指標(biāo)相對于單一的主觀指標(biāo)或客觀指標(biāo)而言，更能綜合、準(zhǔn)確地反應(yīng)投資者情緒。因此，基于對BW指數(shù)的改進(jìn)，易志高和茅寧（2009）構(gòu)建了一個較好的可以預(yù)測中國股市投資者情緒的復(fù)合度量指數(shù)——CICSI。CICSI指標(biāo)貼合中國資本市場實際，既具備復(fù)合指標(biāo)相對于單一的主觀指標(biāo)或客觀指標(biāo)的優(yōu)勢，又能夠反映個人投資者心理偏差的動態(tài)變遷。因此選擇CICSI作為投資者情緒的衡量指標(biāo)，CICSI的具體計算方式如下：

CICSI t ＝0.231DCEF t ＋0.224TURN t－1 ＋0.257IPON t ＋0.322IPOR t ＋0.268CCI t ＋0.405NIA t－1

其中，CICSI t 為投資者情緒指數(shù)，DCEF t 為封閉式基金折價率，TURN t－1 為前一日上海證券交易所和深圳股票交易所的股票交易量，IPON t 與IPOR t 分別為IPO數(shù)量和上市首日收益率，CCI t 為消費者信心指數(shù)，NIA t－1 為前一日新增投資者的開戶數(shù)。

2.銀行貸款預(yù)期損失衡量指標(biāo)選擇

從外部監(jiān)管要求來看，一般當(dāng)預(yù)期銀行貸款損失概率提高時，會相應(yīng)地提高貸款減值準(zhǔn)備占銀行貸款總額的比重，即提高銀行貸款撥備率。因此銀行貸款撥備率可以用來觀測商業(yè)銀行對其貸款的預(yù)期損失及其對風(fēng)險的防范能力。不良貸款率則為銀行不良貸款占貸款總額的比重，意味著貸款損失已經(jīng)發(fā)生，反映的是銀行對其貸款損失的實際衡量。所以，貸款撥備率與不良貸款率均可作為銀行貸款預(yù)期損失的衡量指標(biāo)。其中，貸款撥備率相對于不良貸款率更能提前反應(yīng)銀行貸款損失的、且貸款撥備率能體現(xiàn)出銀行經(jīng)營者對其貸款損失概率的預(yù)期，更符合本文的研究思路，所以選擇將貸款撥備率用于回歸分析部分，而不良貸款率作為次優(yōu)選擇將用于穩(wěn)健性檢驗之中。

3.銀行經(jīng)營者過度自信度量方法設(shè)計

現(xiàn)有文獻(xiàn)中對經(jīng)營者過度自信的衡量方法有：根據(jù)經(jīng)營者數(shù)量變化、經(jīng)營者背景特征（潘愛玲等，2018）、經(jīng)營者持有股票期權(quán)的行權(quán)狀況及持股狀況（Malmendier等，2007）、經(jīng)營者的盈利預(yù)測偏差（花貴如等，2011）、企業(yè)景氣指數(shù)（余明桂等，2016）等。結(jié)合社會影響論，經(jīng)營者過度心理偏差既與經(jīng)營者個人特征有關(guān)，又會受到銀行業(yè)整體經(jīng)營環(huán)境的影響。當(dāng)銀行業(yè)整體經(jīng)營是否景氣同樣也會對銀行經(jīng)營者過度自信產(chǎn)生重要影響，因此，經(jīng)營者過度自信的衡量需要涵蓋銀行業(yè)整體景氣度與經(jīng)營者個人過度自信的程度。因此，本文借鑒佘賽男等（2020）、王璐等（2020）和Hribar等（2017）的方法設(shè)計銀行經(jīng)營者過度自信的度量方法，從銀行業(yè)整體信心和個體銀行貸款增量兩個角度來度量銀行經(jīng)營者過度自信（OPM），具體包括如下四個步驟：

第一步，度量銀行業(yè)整體過度自信程度（OPM 1 ）。

本文選擇中國人民銀行公布的銀行業(yè)景氣指數(shù)來衡量銀行業(yè)整體景氣程度，該指數(shù)反映了銀行家對銀行總體經(jīng)營狀況判斷?？蓪y行業(yè)景氣指數(shù)拆分為客觀屬性部分與主觀屬性部分，其中，客觀屬性部分是指可由已知信息解釋的部分，而主觀屬性部分是指無法由已知信息解釋的部分。

第二步，本文構(gòu)建關(guān)于銀行業(yè)景氣指數(shù)的回歸模型，具體如下：

Bank_beliefs t ＝C＋μ 1 Roe t ＋μ 2 Ea t ＋μ 3 Size t ＋μ 4 Car i，t ＋μ 5 Ldr t ＋μ 6 Niir t ＋μ 7 Npl t ＋μ 8 Cir t ＋ε t

其中， Bank_beliefs t 即為銀行業(yè)景氣指數(shù)，用于衡量銀行業(yè)整體的景氣程度；Roe t 、Ea t 、Size t 、Car i，t 、Ldr t 、Niir t 、Npl t 、 Cir t 分別代表銀行業(yè)整體的凈資產(chǎn)收益率、權(quán)益乘數(shù)、資產(chǎn)規(guī)模、資本充足率、存貸比、凈利息收入比、不良貸款率、成本收入比，這些是用于解釋銀行業(yè)景氣指數(shù)的客觀指標(biāo)，它們共同構(gòu)成銀行業(yè)景氣指數(shù)的客觀屬性部分；C為常數(shù)項；ε t 即為無法由公開已知信息解釋的銀行信息指數(shù)的主觀屬性部分，用于估計銀行經(jīng)營者心理偏差。當(dāng)ε t ＞0表示該時期內(nèi)銀行經(jīng)營者過度自信，定義為OPM 1 =1；反之，當(dāng)ε t ＜0時意味著銀行經(jīng)營者不存在過度自信，定義為OPM 1 =0。

第三步，衡量個體銀行經(jīng)營者過度自信（OPM 2 ）。

由于貸款業(yè)務(wù)在我國銀行業(yè)務(wù)中占據(jù)主導(dǎo)地位，借鑒Campbell等（2011）基于企業(yè)投資增長率來衡量企業(yè)經(jīng)營者過度自信的做法，本文從貸款角度來進(jìn)一步地衡量銀行經(jīng)營者過度自信。首先，對各季度銀行貸款增速進(jìn)行上下1%的縮尾處理，目的是排除個體銀行貸款增速對樣本銀行各個季度平均貸款增速的影響，在此基礎(chǔ)上，再對商業(yè)銀行每的季度貸款增速進(jìn)行排序和分類。若商業(yè)銀行季度貸款增速高于平均貸款增速，則將該銀行經(jīng)營者定義為過度自信，對應(yīng)的OPM 2 =1；反之，OPM 2 =0。

第四步，只有OPM 1 與OPM 2 同時等于1時，才能說明該銀行經(jīng)營者存在過度自信的心理偏差，即OPM=1；否則，OPM=0，即該銀行在該季度內(nèi)不存在經(jīng)營者過度自信。

4.其他變量的定義及計算方法

四、模型構(gòu)建與實證研究結(jié)果

（一）模型構(gòu)建

為檢驗研究假設(shè)1：投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失有負(fù)向影響，本文構(gòu)建固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型對投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗，由于前一期的銀行貸款預(yù)期損失對當(dāng)期銀行風(fēng)險決策存在“慣性”影響，因此，將前一期銀行貸款預(yù)期損失納入模型，綜合考慮第t期銀行貸款預(yù)期損失的影響因素。

loan_loss i，t ＝α 0 ＋α 1 loan_loss i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （1）

其中，loan_loss i，t 為銀行貸款預(yù)期損失的衡量指標(biāo)；loan_loss i，t－1 即為銀行貸款預(yù)期損失的滯后一期；Sent t 為投資者情緒的衡量指標(biāo)；∑Controls為模型選取的相關(guān)控制變量。本文選取如下可能會對銀行貸款預(yù)期損失產(chǎn)生影響的變量作為該模型中的控制變量：資本充足率（Car）、貸存比（Ldr）、第一大股東持股比例（Pfsh）、成本收入比（Cir）、資產(chǎn)規(guī)模（Size）、銀行非利息收入占比（Niir）等，下文模型中的控制變量與（1）一致。若β 1 ＜0顯著地成立，即可說明投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失有負(fù)向影響。

由于“企業(yè)貸款需求”與“經(jīng)營者過度自信”在投資者情緒對投資者貸款風(fēng)險的影響中可能分別發(fā)揮著中介效應(yīng)與“遮掩效應(yīng)”，而中介效應(yīng)與“遮掩效應(yīng)”均可采取計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的中介效應(yīng)檢驗方法進(jìn)行具體檢驗。因此，本文借鑒溫忠麟等（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗方法，構(gòu)建動態(tài)遞歸模型。

首先，為檢驗“企業(yè)貸款需求”是否在投資者情緒作用于我國商業(yè)銀行貸款預(yù)期損失的機制中發(fā)揮著中介效應(yīng)，構(gòu)建如下動態(tài)遞歸模型：

Cor_loan i，t ＝α 0 ＋α 1 loan_loss i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （2）

loan_loss i，t ＝α 0 ＋α 1 loan_loss i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β 2 Cor_Loan i，t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （3）

其中，Cor_loan i，t 為企業(yè)貸款需求的代理變量，其他變量的定義與式（1）一致。

其次，為檢驗“經(jīng)營者過度自信”是否在投資者情緒作用于我國商業(yè)銀行貸款預(yù)期損失的機制中發(fā)揮著“遮掩效應(yīng)”，構(gòu)建如下動態(tài)遞歸模型：

OPM i，t ＝α 0 ＋α 1 OPM i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （4）

loan_loss i，t ＝α 0 ＋α 1 loan_loss i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β 2 OPM i，t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （5）

另外，由于經(jīng)營者過度自信情緒具有時變特征（Malmendier等，2007），銀行經(jīng)營者過度自信程度的不同會影響投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失產(chǎn)生的效應(yīng)大小。因此，本文將投資者情緒與銀行經(jīng)營者過度自信的交叉項（Sent*OPM）納入回歸模型（5）中，進(jìn)一步驗證經(jīng)營者過度自信如何影響投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制，具體如式（6）所示：

loan loss i，t ＝α 0 ＋α 1 loan loss i，t－1 ＋β 1 Sent t ＋β 2 OPM i，t ＋β 3 Sent t * OPM i，t ＋β j ∑Controls＋α 2 u i，t ＋ε i，t （6）

（二）實證研究結(jié)果

為防止面板數(shù)據(jù)中存在單位根而導(dǎo)致虛假回歸，本文在回歸分析前對相關(guān)變量進(jìn)行了Fisher-ADF和LLC檢驗，相關(guān)變量根據(jù)AIC與BIC準(zhǔn)則選擇的平均滯后期均小于1，且統(tǒng)計量的P值均小于5%，顯著拒絕面板單位根的原假設(shè)，因此可以直接進(jìn)行回歸分析。具體檢驗結(jié)果如表2所示。從主要變量的統(tǒng)計結(jié)果來看，投資者情緒波動起伏大，且投資者情緒與宏觀經(jīng)濟(jì)波動之間存在較強的相關(guān)性。

首先，2011—2021年我國投資者情緒指數(shù)波動較大，投資者情緒與宏觀經(jīng)濟(jì)運行還存在不一致的情況，如在2015—2016年這段時間內(nèi)，我國上證指數(shù)市值在2015年6月達(dá)到自2008年金融危機的最大值46.67，此后股市迎來新一輪熊市，然而投資者追漲殺跌的心態(tài)及羊群效應(yīng)使得其仍過度積極，而我國宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)走低使得非理性個人投資者虧損嚴(yán)重。2020年第三季度投資者情緒達(dá)到最高值65.43，投資者情緒由于新冠疫情等不確定性因素的影響，表現(xiàn)較為悲觀，隨著生產(chǎn)復(fù)工與經(jīng)濟(jì)不斷恢復(fù)，個人投資者對于市場的信心不斷提振。

其次，中國銀行、農(nóng)業(yè)銀行、工商銀行等國有五大行的企業(yè)貸款及墊款數(shù)量明顯大于其他銀行，并且，除農(nóng)業(yè)銀行、建設(shè)銀行及民生銀行外，各銀行放貸增速均呈穩(wěn)定增長的特征，且銀行貸款增速均相對較小。另外，貸款增速高于樣本銀行環(huán)比增速的銀行中國有五大行數(shù)量較少，這說明我國國有五大行經(jīng)營者過度自信程度相對于其他非國有銀行更小，這與張丞（2014）的研究結(jié)果一致，由于更加完善的內(nèi)部控制體系和外部監(jiān)管，使得經(jīng)營者過度自信在投資者情緒作用于非上市銀行貸款預(yù)期損失的路徑中發(fā)揮著更大的“遮掩效應(yīng)”。各銀行經(jīng)營者過度自信的平均值為0.2472，意味著相對其他行業(yè)，我國銀行業(yè)經(jīng)營者心理偏差較其他行業(yè)更低，銀行業(yè)經(jīng)營者通常更為“理性”（余明桂等，2006）。

基于豪斯曼檢驗，本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，并且本文面板數(shù)據(jù)存在組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)及截面相關(guān)的問題，因此采用可行廣義最小二乘法（FGLS）對模型（1）進(jìn)行回歸檢驗。由于投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響由基準(zhǔn)回歸模型（1）中的 捕捉，表3（1）報告 顯著為負(fù)，證實了投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失存在負(fù)向影響，本文研究假設(shè)1成立。關(guān)于“企業(yè)貸款需求”動態(tài)遞歸模型回歸結(jié)顯示，投資者情緒（Sent）與企業(yè)貸款需求（Cor_loan）在1%的顯著性水平下成正相關(guān)關(guān)系，這說明投資者情緒與企業(yè)貸款需求正向相關(guān)，當(dāng)投資者情緒上漲時，企業(yè)貸款量增加。投資者情緒（Sent）、企業(yè)貸款需求（Cor_loan）與銀行貸款預(yù)期損失的檢驗結(jié)果如表3（3）所示，在1%的顯著性水平投資者情緒回歸系數(shù)與企業(yè)貸款需求的回歸系數(shù)均為負(fù)，驗證了投資者情緒部分基于企業(yè)貸款需求抑制銀行貸款預(yù)期損失，本文研究假設(shè)2成立。

為驗證“經(jīng)營者過度自信”是否在投資者情緒影響銀行貸款預(yù)期損失的機制中發(fā)揮著“遮掩效應(yīng)”，先需要驗證投資者情緒與經(jīng)營者過度自信的相關(guān)性，為此需要構(gòu)建二元邏輯回歸模型。本文選擇用固定效應(yīng)模型做Logit動態(tài)面板模型估計。Logit回歸結(jié)果顯示投資者情緒對銀行經(jīng)營者過度自信的影響在5%的顯著性水平下顯著為-0.0615，這與張丞（2014）的研究結(jié)果一致，銀行業(yè)經(jīng)營者面對投資者情緒的波動時相對企業(yè)經(jīng)營者更為理性，有限理性的銀行經(jīng)營者相對于企業(yè)經(jīng)營者迎合投資者情緒而言，更趨向于對投資者情緒保持審慎與質(zhì)疑（張丞等，2104）。尤其對于我國大型商業(yè)銀行，其內(nèi)部風(fēng)險控制體系及外部監(jiān)管、信息披露更為完善和嚴(yán)苛，這也會促進(jìn)銀行經(jīng)營者面對投資者情緒波動時做出更為理性的決策。如表3（5）所示，投資者情緒和經(jīng)營者過度自信回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，即投資者情緒負(fù)向銀行貸款預(yù)期損失，這與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。只有當(dāng)經(jīng)營者過度自信與投資者情緒協(xié)調(diào)作用時，投資者情緒正向影響經(jīng)營者過度自信，當(dāng)經(jīng)營者過度自信與投資者情緒不一致時，經(jīng)營者過度自信與投資者情緒可能不相關(guān)甚至負(fù)相關(guān)。由于投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失存在直接的負(fù)向作用，結(jié)合模型（4）和（5）中經(jīng)營者過度自信的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，可以判定在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響路徑中，銀行經(jīng)營者過度自信發(fā)揮著部分“遮掩效應(yīng)”，即由于銀行經(jīng)營者過度自信而削弱了投資者情緒對商業(yè)銀行貸款預(yù)期損失的負(fù)向影響。表3（6）報告了Sent*OPM顯著為正，說明了銀行經(jīng)營者過度自信會削弱投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的抑制作用，本文的研究假設(shè)3得到驗證。

另外，為進(jìn)一步驗證經(jīng)營者過度自信對銀行貸款預(yù)期損失的正向作用存在時間滯后性，我們在檢驗同一時期銀行經(jīng)營者對貸款預(yù)期損失存在負(fù)向影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入銀行經(jīng)營者過度自信（OPM i，t ）的多階滯后項，進(jìn)而對銀行經(jīng)營者對貸款預(yù)期損失的發(fā)生是否存在滯后的正向影響進(jìn)行檢驗。

如表4所示，盡管當(dāng)期的銀行經(jīng)營者過度自信與銀行貸款預(yù)期損失表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，但是這是由于以往經(jīng)營者過度自信對銀行貸款預(yù)期損失的滯后影響造成的，滯后第三期（OPM i，t－3 ）對銀行貸款預(yù)期損失的影響顯著為正。并且，經(jīng)營者過度自信（OPM i，t ）對銀行貸款預(yù)期損失的滯后一階（loan_loss i，t－1 ）進(jìn)行回歸，其回歸系數(shù)為0.1650042，且在10%的顯著性水平下顯著?？梢?，經(jīng)營者過度自信與當(dāng)期銀行貸款預(yù)期損失盡管顯著負(fù)相關(guān)，由于企業(yè)經(jīng)營者在做出重大決策時存的確在明顯的學(xué)習(xí)效應(yīng)，會根據(jù)銀行以往實際經(jīng)營狀況對現(xiàn)有決策進(jìn)行修正并調(diào)整自身的樂觀水平，且銀行經(jīng)營者做出放貸決策到貸款損失實際發(fā)生之間存在時間差。因此，當(dāng)以往較高的實際貸款風(fēng)險促進(jìn)銀行經(jīng)營者迅速地向下修正當(dāng)期的樂觀程度時，銀行當(dāng)期的貸款風(fēng)險可能仍然較高，這使得當(dāng)期經(jīng)營者過度自信與銀行貸款預(yù)期損失存在負(fù)向關(guān)系。但是長久來看，經(jīng)營者過度自信仍然會對銀行貸款產(chǎn)生不利影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗與拓展性分析

1.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用以下方法進(jìn)行檢驗：

（1）指標(biāo)解釋變量與被解釋變量。具體包括：替換銀行貸款預(yù)期損失的衡量指標(biāo)，用不良貸款率（NPL）替換貸款撥備率（Risk）；替換投資者情緒度量指標(biāo)，用消費者信心指數(shù)（CCI）替換CICSI。

據(jù)表5可知，替換被解釋變量與被解釋變量后，本文主回歸、企業(yè)貸款需求及經(jīng)營者過度自信作的中介效應(yīng)依然顯著，再次驗證本文的研究假設(shè)均成立。

（2）更換中介效應(yīng)檢驗方法。本文選擇Bootstrap中介效應(yīng)檢驗程序?qū)Ρ疚奶岢龅摹捌髽I(yè)融資需求”和“銀行經(jīng)營者過度自信”的中介效應(yīng)是否存在進(jìn)行再次驗證檢驗。Bootstrap檢驗結(jié)果顯示，“企業(yè)貸款需求”中介效應(yīng)的檢驗系數(shù)_bs_1（ind_eff）的P值為0.049，且置信區(qū)間不包含0；“經(jīng)營者過度自信”中介效應(yīng)檢驗對應(yīng)的檢驗系數(shù)_bs_1（ind_eff）的P值為0.01，且95%的置信水平下的置信區(qū)間為[0.0002048，0.0014802]，同樣不包含0，這說明本文的中介效應(yīng)傳導(dǎo)路徑成立，實證檢驗結(jié)果可靠。

2.拓展性分析

根據(jù)風(fēng)險偏好異質(zhì)性理論，不同風(fēng)險主體面臨風(fēng)險時的行為選擇特征有所差異，這不僅與不同類型商業(yè)銀行受到的外部經(jīng)濟(jì)與政策環(huán)境的干預(yù)程度存在差異有關(guān)，也與商業(yè)銀行自身風(fēng)險管理能力參差不齊等有關(guān)。因此，在本文分析部分的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察如下問題：

第一，外部經(jīng)濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動如何影響投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的效應(yīng)，對此，本文以經(jīng)濟(jì)周期波動來代表資本市場宏觀環(huán)境的變化，考察經(jīng)濟(jì)周期波動是否影響投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制，即在投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失的關(guān)系中，經(jīng)濟(jì)周期波動是否存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于實際GDP是衡量宏觀經(jīng)濟(jì)活動的最佳指標(biāo)之一，且本文選取的樣本銀行均為上市又為全國范圍內(nèi)經(jīng)營，會受到全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，所以選取全國GDP相對于地區(qū)GDP而言更為合理。

本文使用HP濾波法過濾GDP增長率中的趨勢項，再將GDP增長率與趨勢項作差，得到產(chǎn)出缺口（OGAP）。本文將OGAP>0定義為經(jīng)濟(jì)上行階段，對應(yīng)cycle =1；反之，將OGAP<0定義為經(jīng)濟(jì)下行階段，對應(yīng)cycle =-1。同時，將經(jīng)濟(jì)周期波動與投資者情緒的交叉項“cyc_sent”納入回歸模型（1）中，以檢驗經(jīng)濟(jì)周期波動是否影響投資者對銀行貸款預(yù)期損失的作用機制的研究假設(shè)。回歸結(jié)果顯示，“cyc_sent”的檢驗系數(shù)顯著為正，即經(jīng)濟(jì)周期波動的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到驗證。并且，根據(jù)分組回歸結(jié)果，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高速增長階段時，投資者情緒回歸系數(shù)的顯著；當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于平穩(wěn)增長階段時投資者情緒回歸系數(shù)不顯著。這說明當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)運行較好時，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失存在顯著的負(fù)向影響，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)運行情況欠佳時，投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失之間不存在顯著的關(guān)系。

第二，不同類型的商業(yè)銀行對投資者情緒的變化可能產(chǎn)生不同的貸款行為，所以本文拓展研究樣本，既研究投資者情緒對國有商業(yè)銀行與大型股份制商業(yè)銀行的影響，也考慮城商行與農(nóng)商行是否受到投資者情緒的作用，綜合分析投資者情緒對不同類型商業(yè)銀行的影響差異。根據(jù)所收集到成都銀行、上海銀行等39家國有商業(yè)銀行、大型股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行2011Q1—2021Q4的季度數(shù)據(jù)，本文對其進(jìn)行分回歸。本文將國有五大行與浦發(fā)銀行、中信銀行、光大銀行等大型股份制商業(yè)銀行歸為一組，并將其銀行類型啞變量（Type）設(shè)置為1；將成都銀行、蘇農(nóng)銀行、張家港行等城商行及農(nóng)商行歸為另外一組，并將其銀行類型啞變量（Type）設(shè)置為2。

分組回歸結(jié)果顯示，當(dāng)商業(yè)銀行類型為國有商業(yè)銀行及大型股份制商業(yè)銀行時，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響為負(fù)（-0.0035897），即投資者情緒對國有商業(yè)銀行及大型股份制商業(yè)銀行銀行貸款預(yù)期損失產(chǎn)生負(fù)向影響。當(dāng)商業(yè)銀行類型為城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行時，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響在90%的置信水平下顯著為正（0.0039748），即投資者情緒對國有銀行及股份制商業(yè)銀行貸款預(yù)期損失的影響與城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行完全相反。因此，投資者情緒對國有商業(yè)銀行及大型股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行的影響存在異質(zhì)性，對于城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行，投資者情緒對其貸款風(fēng)險的影響為正，即投資者情緒越高，城市商業(yè)銀行及農(nóng)村商業(yè)銀行的貸款風(fēng)險越高。

五、研究結(jié)論

本文基于我國16家上市銀行2011Q1—2021Q4的平衡面板數(shù)據(jù)，實證分析投資者情緒是否影響銀行貸款預(yù)期損失，以及“企業(yè)貸款需求”和“經(jīng)營者過度自信”是否分別在投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的作用路徑中發(fā)揮著中介效應(yīng)與“遮掩效應(yīng)”，研究結(jié)論如下：

第一，我國投資者情緒與銀行貸款預(yù)期損失負(fù)相關(guān)。面對投資者高漲的情緒時，銀行貸款評估的有效性可能有所減弱，商業(yè)銀行往往傾向于減少放貸，降低銀行預(yù)期貸款損失可能。投資者的情緒高漲，一方面會使得銀行貸款的預(yù)期回報率提高， 將意味著企業(yè)借款的成本增加，可能引致借款企業(yè)減少貸款需求，使得銀行貸款預(yù)期損失下降；另一方面，投資者情緒的高漲，還會促進(jìn)企業(yè)貸款需求的增加。對于權(quán)益資本增加的借款企業(yè)，對銀行而言，意味著其信貸條件的改善與信息披露的加強，銀行貸款的預(yù)期損失也將減少。因此，貸款的預(yù)期回報率和借款人的投資行為都可能發(fā)生不利于銀行貸款預(yù)期損失的變動。

第二，在投資者情緒影響銀行貸款預(yù)期損失的路徑中，企業(yè)貸款需求發(fā)揮著中介效應(yīng)。企業(yè)可以根據(jù)投資者情緒引起的股價偏差擇時進(jìn)行股票融資而獲得權(quán)益資本，權(quán)益資本的增加既會促進(jìn)企業(yè)做出更為積極的投資決策，從而使得企業(yè)融資需求的增加。由于我國企業(yè)融資來源仍以向銀行信貸為主，因此，企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大可能引起企業(yè)貸款需求的增加，使得銀行貸款需求發(fā)生轉(zhuǎn)移。一方面，權(quán)益資本增加的企業(yè)向市場釋放了非銀行企業(yè)信貸條件改善的信號，會提高這些企業(yè)貸款抵押資產(chǎn)隱性價值；另一方面，有限理性的銀行難以對股價波動的根源進(jìn)行區(qū)分，伴隨著資本市場上企業(yè)信息披露質(zhì)量趨向提升，銀行對其貸款能力評估所需的信息收集成本下降，銀行貸款的意愿趨向增強。因此，投資者情緒對企業(yè)貸款需求的增加產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，隨著借款企業(yè)信貸條件改善與信息披露質(zhì)量提升，銀行貸款預(yù)期損失也將減少。

第三，在投資者情緒銀行貸款預(yù)期損失的作用路徑中，銀行經(jīng)營者過度自信發(fā)揮“遮掩效應(yīng)”。由于我國銀行業(yè)，尤其是具有系統(tǒng)重要性的上市銀行經(jīng)營者過度自信相對于非銀行業(yè)企業(yè)經(jīng)營者較低，銀行經(jīng)營者面對投資者情緒的波動時相對更為“理性”。這一點與花貴如等（2011）對于投資者情緒如何“塑造” 經(jīng)營者過度自信的研究結(jié)論一致。同時，我們的研究證實，銀行經(jīng)營者過度自信對銀行貸款預(yù)期損失的正向影響存在時滯性，即銀行經(jīng)營者做出放貸決策與貸款損失的預(yù)期發(fā)生概率或貸款損失的實際發(fā)生之間存在時間差。由于經(jīng)營者的學(xué)習(xí)效應(yīng)（Markus等，2007）與經(jīng)營者心理偏差所具有的時變性特征（May，1995），而銀行貸款行為的發(fā)生和結(jié)束存在著時間周期，所以當(dāng)以往較高的實際貸款損失促進(jìn)銀行經(jīng)營者迅速地向下調(diào)整自身的自信程度時，銀行當(dāng)期的貸款風(fēng)險可能仍然較高，因此，經(jīng)營者過度自信與同一時期的銀行貸款預(yù)期損失呈負(fù)相關(guān)。

第四，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響會由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動或銀行類型的不同而有所差異。在不同的經(jīng)濟(jì)運行階段中，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響存在差異。本文實證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)產(chǎn)出缺口為正，即經(jīng)濟(jì)處于高速增長期時，投資者情緒作用于銀行貸款預(yù)期損失的負(fù)向影響越強。當(dāng)產(chǎn)出缺口為負(fù)，即經(jīng)濟(jì)相對處于平穩(wěn)增長期時，外部環(huán)境對投資者情緒的刺激作用小，投資者情緒對銀行貸款預(yù)期損失的影響也隨之降低。從我國以后的現(xiàn)實情況看，投資者情緒對國有商業(yè)銀行及大型股份制商業(yè)銀行和城商行及農(nóng)商行貸款風(fēng)險的影響也存在著明顯的異質(zhì)性。對于城商行及農(nóng)商行而言，投資者情緒對其貸款風(fēng)險的影響為正，即投資者情緒越高，城商行及農(nóng)商行貸款風(fēng)險提高。無論是外部監(jiān)管，還是內(nèi)部風(fēng)險控制，國有銀行與大型股份制銀行都相對于城商行及農(nóng)商行更為嚴(yán)格與完善，這意味著，城商行及農(nóng)商行面對投資者情緒高漲引起的企業(yè)融資需求的增加及銀行經(jīng)營者過度自信的提高可能缺乏“理性”，而經(jīng)營者在過度自信心理偏差下做出的貸款決策可能導(dǎo)致銀行貸款損失的增加。

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Research on the Impact of Investor Sentiment on Bank Loan Expected loss

Wang Qianhong， Wang Xin

（Glorious Sun School of Business and Management， Donghua University，Shanghai， 200051）

Abstract： Will investor sentiment affect expected losses on bank loans in the context of deepening financial markets？ In order to try to open this black box， the quarterly operating data of 16 A-share listed banks from 2011 to 2021 were selected as the observation samples， and GLS regression was used to verify the negative impact of investor sentiment on expected loan losses of banks. Furthermore， the dynamic recursive model is constructed to verify that "enterprise loan demand" and "bank manager overconfidence" play a part of mediating effect and masking effect in the mechanism of investor sentiment on bank loan expectation. In addition， the economic cycle fluctuations will affect the effect of investor sentiment on the expected loan losses of banks， and different types of commercial banks have different reactions to investor sentiment.

Key words： Investor Sentiment， Bank Loan Expected Losses， Enterprise Loan Demand， Bank Manager Overconfidence