风险承担、净息差趋势与银行稳定发展研究--基于2009-2019年商业银行面板数据的实验证据.pdf

第44卷第3期2023年5月财经理论与实践（双月刊）THE THEORY AND P RACTICE OF FINANCE AND ECONOMICSVo l.44 No.3Ma y.2023金融与保险 DOI：10.16339/ ki.h d x bcj b.2023.03.003风险承担、净息差趋势与银行稳定发展研究基于2009-2019年商业银行面板数据的实验证据孙青志，刘锡良(西南财经大学中国金融研究院，四川成都610074)*收稿日期：2022-06-08；修回日期：2022-12-01基金项目：国家重大社科基金项目(20&ZD081)作者简介：孙青志(1974),男，山西运城人，高级经济师，西南财经大学中国金融研究院博士研究生,研究方向：货币政策、金融理论 与实践;刘锡良(1956-),男，四川自贡人，博士，西南财经大学中国金融研究院教授，博士生导师，研究方向：中央银行、货 币政策与宏观调控、金融理论与实践。摘要：基于Ho和S a un d ers的做市商模型，引入监管资本约束，优化调整净息差理论模型，定量解释风 险承担与净息差及银行稳定机制。运用线性回归模型及其辅助分析方法，依据30家银行20092019年面 板数据，考量风险承担、净息差趋势与银行稳定发展的实验证据。结果显示：风险承担与净息差呈现倒“U”形关系；区域经济市场化程度对促进银行发展具有稳定效应，风险承担能力对优化净息差区间存在规模效 应。鉴于跪，银行应加强风险承担与净息差趋势管理，充分运用市场机制配置信贷资源服务实体经济，积极 完善银行治理，提高发展的稳定性。关键词：风险承担；净息差；资产质量；稳定发展中图分类号：F832.33;F272.3 文献标识码：A 文章编号：1003-7217(2023)03-0018-09一、引言及文献综述近年来部分中小银行因风险高、盈利能力弱而 被兼并重组，银行稳定再次受到学界关注。净息差(n et in t erest ma rgin,NIM)是利息收入减去利息费 用后与平均盈利资产的比值：12：o大型跨国商业银 行常以净息差水平变动趋势来衡量经营管理中存在 的不足与不良资产的波动，以及成本效益管理水平，以确保各财年的经营发展目标稳定囚。国外研究文献主要从金融自由化和市场竞争视 角，对银行净息差进行了深入研究。金融自由化对 银行利差影响显著，宏观经济政策及市场效率在稳 定利率的同时也使银行的利差收窄“剧。净息差是银 行效率的体现，高效银行可以显著降低净息差。特别 是外资银行准入导致金融市场竞争加剧，降低运营成 本，对降低银行利差有重要贡献山刀o学者们也关注 到货币政策对银行净息差的影响。发达国家低利率 政策对银行净息差的影响比高利率政策更加显著囚。欧洲银行的负利率政策使代表性银行的净息差和资 产回报率分别降低14.5BP和18.5BP 0。随着各国监 管放松市场效率上升，银行内部管理成为研究净息 差的重要视角。欧元区银行以ROE最大化为目 标,经营战略从关系型银行向交易型银行转变，进而 改变资产负债表结构并降低利差水平口5。资产组 合结构与运营成本、市场竞争力、风险厌恶程度和流 动性风险对东南亚金融危机后的银行利差有重要影 响口口。资产负债期限结构错配导致利率敏感性差 异，净息差与政策利率具有同向变动特征切。银行 收入结构变化对净息差的影响表现为非利息收入与 净息差负相关，对贷款的信用定价能力具有替代效 应和补偿效应匚。国内研究文献同样包含银行经营面临的外部环 境和内部效率。鉴于国内利率市场化进程,银行利 差会先趋于扩大，达到一个峰值后开始逐渐缩小，逐 渐开始反映信贷市场的供求关系，与风险规避程度 和不良贷款率正相关。利率市场化程度提升对 银行净息差的显著负向影响表现为，手续费及佣金 收入以“交叉补贴效应”对净息差产生影响，交易性 业务通过“资源替代效应”对净息差产生影响茂。银行净息差还与成本收入比负相关囚，业务国际化 程度也可以通过价格效应促进净息差提升。从货 币银行理论角度看，净息差是银行在资源配置过程 中，因资产负债期限转换的杠杆效应而承担风险赚 取收益。金融杠杆趋高或波动不仅会危及经济增 2023年第3期(总第243期)孙青志，刘锡良：风险承担、净息差趋势与银行稳定发展研究19长,还会增加金融体系的脆弱性,对稳定发展产生负 面影响皿。综上，银行资产集风险承担与息差收益于一体,影响银行财务稳健程度。但如何识别风险承担能力 并管控净息差趋势，使风险收益符合银行稳定发展 目标呢？鲜有文献深入研究。为此,本文将监管资 本引入理论模型，将影响净息差的因素定量分解为 存贷款的价格效应和规模效应，提出了银行净息差 的理论边界与最优值，为识别风险承担能力和银行 稳定发展提供了理论支持。实证考量了风险承担与 净息差的“倒U”形特征;信贷资源投向实体经济，风 险承担与净息差的边际效应显著为正，有利于银行 稳定发展;而虚拟资产增加使风险承担与净息差边 际效应显著为负，银行发展的稳定性下降。二、理论研究在H。和S a un d ers的做市商模型中，净息差由 银行的风险厌恶程度、风险承担大小、市场结构和利 率水平四个因素决定卯。已有文献调整H-S模型 条件，对影响净息差的因素开展了实证研究。银行 在面临风险贷款趋高和利率风险上升条件时，可以 选择存贷款利率以实现更高的净息差”，将银行运 营成本加入H-S模型，可以验证银行利差受市场垄 断力量和运营成本的影响显著口。基于文献研究 成果，引入监管资本约束，优化调整净息差理论 模型。Rd和Ra是存贷款市场利率水平,为公共信息,ez是存贷款利率的浮动比例，则实际存贷款交 易利率为 Rd=Rd X(1+%),E=Ra X(1+0)。假设0a 6d为服从N(何，氏)、N(pi,比)的 随机变量，和F分别表示利率浮动比例的期望和 方差。假设银行只吸收存款(D)并向实体生产企 业提供贷款(A)，支付存款利息心，收取贷款利息 乙，资金调控途径为货币市场。贷存比越高，资金 效率越高，各银行净利差由此而产生差异，预期贷存 比与净利差呈正相关关系囚。令卩=青,0 0(1)求解式(1)中的均衡解，即可确定NIM 的解析式。巴塞尔协议规定了各类资产及风险缓释 工具的风险资产计量标准，假设风险资产计量系 数为加，监管资本为K,组合风险资产为Xn=l 加，则资本充足率水平计算规则为Kki=-u=0,1,2,3,(2)丿仏X加n=1当0=0时，表示最低资本约束，其他值表示实 际资本充足率;仅当叽d k0时，银行方可开展存贷 款业务。n=0,1,2,3,，当”=0时，表示银行持 有的是无风险资产，否则为不同风险程度的信贷资 产/=1,2,3,，表示银行的经营周期。假设：Wo=y0-Do+A0+C0,Wo、Y。、D。、Ao,Co分别为初始财富、非利息收入、存款余额、信 贷资产和无风险债券及现金。期末银行财富W1=Y1 Di+Al+C1；非利息收入X=(1+&+)X Y。；存款余额-Di=(1十Rd+s)X Do；信贷资产 4=(i+e+qJxa。；无风险债券及现金C1=(1+R”)x Co。八心 分别表示银行的非利息收入、信 贷资产、客户存款、资金和无风险资产的期望收益 率，6、5、5分别表示非利息收入、客户存款和贷 款收益面临的不确定因素,反映银行的信用风险，服 从正态分布，均值与方差为E()=E(q)=E(%)=0,Var(vy)=,Varvd)=,Var(va)=。设乩=R厝+R卷乩絡+R”辭为Wq W 0 vv o Wo初始财富期望收益率，期末财富变动为=W1-Wo=WoR+YoVy+Aova-Dovd(3)式(3)表示初始财富的增长源于资产组合的加 权收益和风险溢价。借鉴已有文献的研究方法，设财富效用函数为U(W),U(W)0,U(W)0，表示风险厌恶程度，银行锚 定市场利率RdRa,确定存贷款交易利率Rd、R。,则NIM理论值为D 晞+2Yo Lo d*2YaD08yd 2L0 Do 8 0、0，是存贷款概率 截距项，表示存贷款业务发生的自然概率。伦0,是存款发生概率对咛 的敏感系数。仪 0，是贷款 业务发生概率对Ph的敏感系数。银行目标是实现 式(7)的期望财富效用最优。Ma x 仇EU(Wf)+九EU(Wf)s.t.k$k0(7)按照拉格朗日条件，构造银行财富最优方程I=AdAEU(Wf)+九+入(心一屁)(8)式(8)对曲、咛J求一阶偏导，联立方程组可 求解m代入式(1)即得最优净息差解析式。Y。几NL严护十卸品+十(2A。+QQ 比D)九Yo%2(叭崽一1/p)4(WR I/。)-Rm+Rd aa r Yo 5關 _i_L 2 2(W_Rs 1/p)十_l _(2Do+QJ仍乂 m2(W_Rs 1/p)十 4(WRs 1/Q入 0,血0,实验结果与“倒U”形理论假设相符。模型(3)是在模型(2)中继 续加入宏观经济控制变量,进行固定效应(FE)回归 分析,通过了 5%的显著性水平检验,且仍具有“倒 U”形特征，模型(3)是研究的核心模型。模型(2)和 模型(3)的结果验证了 H1的前半部分假设,也进一 步证实模型(1)属于变量遗漏型错误。另外,金融数 据具有较强的时间序列特征，为避免多重共线性，模 型中没有加入时间固定效应。2023年第3期（总第243期）孙青志，刘锡良：风险承担、净息差趋势与银行稳定发展研究23注：*,*,*分别表示在10%、5%、1%水平上显著，括号里的数字为标准误。下表同。表2净息差基准模型回归分析变量(1)OLS(2)FE(3)FEFE_IV(5)FE_IVEAR0.1500.484*0.364*-0.1370.364*(0.191)(0.138)(0.126)(0.393)(0.126)EAR2-0.0205 0.0321*0.0212*0.008420.0212*(0.0150)(0.0107)(0.00986)(0.0285)(0.00986)银行内部控制变量NOYESYESYESYES宏观经济控制变量NONOYESNOYESconsant2.191*9.122*5.765*11.01*5.765*(0.625)(0.812)(1.182)(1.317)(1.182)N305304304304304Ad j R20.2720.5270.617内生性是模型要考虑的重要因素，由式（2）可 知，资本充足率（CAR）受监管约束具有强外生性，可以作为风险承担（EAR）的工具变量。模型（4）是 在模型（2）的基础上，以资本充足率作为工具变量的 回归结果,CAR对NIM影响不显著，主要原因是缺 少宏观经济控制变量。继续在模型（3）中引入工具 变量得到模型（5）,回归结果通过了 5%的显著性水 平检验,CAR对净息差影响显著，且仍具有“倒U”形特征，排除了模型的内生性。由式（11）对净息差（NIM）求关于风险承担（EAR）的一阶和二阶偏导数，由模型可知，代 0,念V0,最优时，有兴盘溜=&+2B2EAR=0,可得EAR 聽=8.5849,此时风险承担总量与 净息差完全匹配，银行的发展稳定性最优。且 壮牆=202=0.0424,说明拟合曲线为凹函 数，与理论研究一致。综上，风险承担与净息差呈现倒“U”形。当 务皺|V蒼时，风险承担对净息差的边际效应 为正，随着资产的增长，净息差呈扩大趋势，财务稳 健性增强,称为银行的稳定发展阶段。此时,银行贷 款以满足实体经济的发展需求为导向，支持企业创 造实际价值，促进实体经济增长，并获得与其风险承 担相匹配的收益，增加EAR可以获得更高的NIM,银行稳定发展源自实体经济增长。当%|一盒时风险承担对净息差的 边际效应为负，此时虚拟资产开始增加，但并没有导 致产出增长，净息差呈缩小趋势，财务稳健性下降,银行的稳定性变弱。当资金过度集中于虚拟经济 时，银行的脆弱性更加凸显，即增加风险承担降低了 NIM和稳定性。当儡昜时,NIM处于拐点，风险承 担达到合理边界，净息差达到峰值,稳定性最优。由 此证明H1是正确的。（二）异质性分析按照全国性银行