我國銀行特許權價值的風險自律效應研究?

魏琪+曾勝

摘 要：將銀行破產(chǎn)風險分解為經(jīng)營不確定性與風險覆蓋能力、杠桿風險與資產(chǎn)組合風險，建立動態(tài)面板模型并采用2003-2013年我國上市銀行的數(shù)據(jù)和系統(tǒng)廣義矩估計方法，分析特許權價值激勵銀行降低風險承擔的途徑和方式。研究發(fā)現(xiàn)：我國銀行特許權價值具有抑制銀行風險的自律效應，銀行為避免過高風險而遭受監(jiān)管懲罰或喪失市場資源，保持特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢，將進行積極的風險管理；特許權價值的風險自律效應主要通過促使銀行提升風險覆蓋能力、降低資產(chǎn)組合風險和杠桿風險來實現(xiàn)。

關鍵詞：特許權價值；銀行風險；GMM估計

中圖分類號：F832.3 文獻標識碼：A

一、引言

鑒于銀行高風險的特殊性、危機的全局性和功能的重要性，各國都對銀行業(yè)實行特許經(jīng)營制度，取得許可的經(jīng)營者具有開展銀行類業(yè)務的權利，不僅能夠獲得競爭限制、利率管制、政府隱性擔保等金融管制政策為其創(chuàng)造的經(jīng)營條件，而且能夠憑借銀行業(yè)的產(chǎn)業(yè)屬性和功能特點，在規(guī)模經(jīng)濟、信息資源、市場聲譽等方面形成經(jīng)營優(yōu)勢（Demsetz等，1996）[1]。這些條件和優(yōu)勢能為經(jīng)營者創(chuàng)造經(jīng)濟租金，以此而論，特許權具有極高價值（Marcus， 1984）[2]。銀行特許權價值等于銀行在未來持續(xù)經(jīng)營中獲得的超額收益的凈現(xiàn)值，是銀行破產(chǎn)的機會成本，因此，理論上講，銀行為避免破產(chǎn)而喪失特許權價值，將進行積極的風險管理，采取謹慎的經(jīng)營策略，即特許權價值具有激勵銀行控制風險的自律效應（Marcus， 1984；Keeley， 1990）[2-3]。

隨著改革的深入，我國銀行業(yè)的潛在風險將逐步擴大：第一，民營銀行的設立和互聯(lián)網(wǎng)金融等新金融業(yè)態(tài)的興起將使市場競爭更加激烈，銀行面臨的經(jīng)營環(huán)境更加復雜，經(jīng)營不確定性增加；第二，利率管制的放開將使銀行穩(wěn)定的利差收入日趨萎縮，銀行的冒險動機更加強烈；第三，存款保險制度的建立將使風險擔保機制顯性化，銀行風險更易暴露。在此背景下，有效控制銀行風險不僅需要強化外部監(jiān)管，督促銀行減少風險行為，更需要銀行在經(jīng)營活動中積極采取有效的風險管理策略，主動降低風險承擔。那么，提高特許權價值是否是促使我國銀行主動控制風險的有效方式？特許權價值會激烈銀行采取怎樣的措施降低風險承擔？對這些問題的深刻認識有利于銀行的穩(wěn)健經(jīng)營，也有助于改革的順利推進。本文采用2003-2013年我國16家上市銀行的數(shù)據(jù)，分析金融改革背景下特許權價值與銀行風險的關系，并對銀行風險進行分解，探討其傳導路徑與作用機理。

二、文獻評述

理論界對銀行特許權價值的關注最早可追溯到上世紀60年代，經(jīng)過幾十年的發(fā)展，已形成了豐富的研究成果。近年來，隨著部分國家金融自由化的加速和銀行業(yè)改革的深入，特別是在2008年次貸危機期間銀行風險暴露和政府對銀行救助的背景下，理論界對銀行特許權價值問題產(chǎn)生了新的興趣。

Marcus（1984）運用期權定價方法分析了特許權價值和銀行風險承擔的關系，最早提出了特許權價值的風險自律效應假說，他認為，特許權價值會隨銀行破產(chǎn)而消失，銀行的特許權價值越高，其破產(chǎn)的潛在損失越大，因此，銀行為保護特許權價值，將采取穩(wěn)健的經(jīng)營策略，避免過度的風險承擔[2]。隨后，Keeley（1990）運用狀態(tài)偏好模型得出了與Marcus（1984）一致的結論，他指出，特許權價值與資本金一樣具有抑制銀行道德風險的作用，只有在承擔風險的期權價值大于破產(chǎn)導致的特許權價值損失時，銀行才會選擇過度的風險承擔。他認為20世紀50-70年代美國銀行業(yè)競爭的加劇降低了特許權價值，導致了80年代銀行業(yè)風險的聚集[3]。在此基礎上，Demsetz等（1996）、Konishi和Yasuda（2004）、Ghosh（2009）采用美國、日本和印度銀行業(yè)的數(shù)據(jù)，以及Gropp和Vesala（2004）、Gonzalez（2005）的跨國研究都表明，特許權價值與風險承擔具有負向關系[1、4-7]。

雖然大量研究表明特許權價值具有抑制銀行風險的自律效應，但仍有部分文獻對這一觀點提出質疑。Park（1997）的理論分析表明，當缺乏有效的外部監(jiān)管時，具有高特許權價值的銀行會采取高風險的經(jīng)營策略，甚至不惜犧牲特許權價值以獲取存款保險補貼[8]。Saunders和Wilson（2001）的研究表明，特許權價值自身就能導致銀行風險，在經(jīng)濟上升期，高特許權價值的銀行更容易獲得資本支持，降低了其破產(chǎn)風險，而在經(jīng)濟下行期，這種關系則相反[9]。Martinez-Miera和Repullo （2010）的研究發(fā)現(xiàn)，競爭降低了銀行特許權價值，對銀行風險具有兩個相反的影響：一方面，競爭降低了貸款利率，促使借款人承擔更小的風險，降低了銀行的破產(chǎn)風險；另一方面，低貸款利率壓縮了銀行收入，增加了銀行的破產(chǎn)風險[10]。在此基礎上，Niu（2012）采用美國銀行業(yè)1990-2006的數(shù)據(jù)進一步證實，特許權價值與銀行風險承擔具有U型關系，隨著競爭的加劇和銀行特許權價值的降低，銀行風險呈現(xiàn)出先降后升的變化趨勢[11]。

國內對特許權價值與銀行風險關系的研究起步較晚，且處于初期階段。韓立巖、李燕平（2006）對我國上市銀行的研究發(fā)現(xiàn)，特許權價值對銀行風險行為具有明顯的制約作用[12]。許國新、石琴（2009）的研究也表明，特許權價值與銀行風險存在負向關系，且對風險中介工具具有顯著的抑制作用[13]。然而，進一步考慮隱性存款保險后的研究卻得出了不同的結論。李燕平、韓立巖（2008）認為，在隱性存款保險制度下，特許權價值對銀行風險承擔的約束作用不僅對國有銀行失效，而且對非國有銀行也不顯著[14]。而曲洪建、孫明貴（2010）、Qu等（2014）的研究卻顯示，特許權價值越高，其對銀行風險行為的抑制作用越明顯，銀行經(jīng)營的穩(wěn)健性越強，但隱性保險制度削弱了特許權價值對銀行穩(wěn)健經(jīng)營的促進作用，弱化了銀行的抗風險能力[15-16]。

雖然大量文獻探討了特許權價值與銀行風險的關系，但并沒有形成一致的研究范式，特別是缺乏關于銀行風險的統(tǒng)一度量①，這可能是相關文獻沒有得出明確結論的重要原因。另外，相關研究也忽略了特許權價值會激勵銀行采取怎樣的方式控制風險，尤其是忽略了特許權價值具有約束銀行哪類風險的自律效應，這不利于我們正確認識特許權價值與銀行風險的關系。本文基于2003-2013年我國16家上市銀行的數(shù)據(jù)，采用R值度量銀行的破產(chǎn)風險，并將其進一步將其分解為經(jīng)營風險、風險抵補能力、資產(chǎn)組合風險和杠桿風險，分析特許權價值對銀行風險的影響，探討其傳導路徑與作用機理。

三、研究設計

（一）變量設定

1. 銀行風險的計量與分解。參考De Nicolo （2000）、Laeven和Levine（2009）等的研究，以資不抵債表示銀行破產(chǎn)[17-18]②，則破產(chǎn)風險為銀行資本不能抵補虧損的可能性，即銀行風險等于虧損超過凈資產(chǎn)的概率：P（π-E≤0）。

其中，π為銀行凈利潤，E為核心資本。為便于分析，分別對它們進行除以資產(chǎn)總額（A）的標準化處理，則銀行風險為：

（1）

其中，r=π/A，為銀行總資產(chǎn)收益率，k=E/A，為銀行杠桿率。

假設銀行利潤服從均值為μ、方差為σ2的正態(tài)分布，其概率密度函數(shù)為F（r），根據(jù)切比雪夫不等式，則有：

（2）

即： （3）

Z即為銀行破產(chǎn)風險，Z值越大，銀行資不抵債的概率越低，破產(chǎn)風險越小。

銀行風險實質由經(jīng)營不確定性和銀行對經(jīng)營不確定性的覆蓋能力構成。在破產(chǎn)風險中，它們分別為σ和（μ+k），其中，σ越大，銀行經(jīng)營的穩(wěn)定性越差，破產(chǎn)風險越大；μ和（或）k越大，銀行對風險的抵補能力越強，破產(chǎn)概率越低。因此，借鑒張健華、王鵬（2012）的方法[19]，將Z值縱向分解為σ和（μ+ k），前者表示銀行風險行為或客觀因素導致的經(jīng)營不確定性，即經(jīng)營風險（Z1）；后者表示銀行的資本和收益對經(jīng)營風險的覆蓋狀況，即風險抵御能力（Z2）。

同時，采用Lepetit等（2008）的方法[21]，將Z值進一步橫向分解為（μ/σ）和（k/σ），前者為資產(chǎn)組合風險（Z3），表示銀行優(yōu)化資產(chǎn)組合、強化資源配置而降低的經(jīng)營不確定性，該值越小，表明銀行盈利能力越差，未能有效抵御經(jīng)營風險而導致的破產(chǎn)概率越高；后者為杠桿風險（Z4），表示銀行通過增加自有資本、提高資本資產(chǎn)比率而覆蓋的經(jīng)營風險，該值越小，表明銀行資產(chǎn)過度擴張以至于不能有效控制經(jīng)營波動而造成的破產(chǎn)風險越大。

另外，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文定義μ、σ和k分別為銀行總資產(chǎn)收益率的三年均值和標準差、銀行杠桿率的三年均值。

2. 特許權價值的度量。特許權價值是銀行在業(yè)務活動中利用特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢創(chuàng)造的價值，代表了銀行的成長機會。以市場價值與重置成本之比表示的托賓Q包含了銀行獲得的經(jīng)濟租金，反映了特許權價值的來源，并使得不同規(guī)模銀行的特許權價值具有可比性（Keeley， 1990）[3]。因此，托賓Q是計算銀行特許權價值的理想指標，也是實證文獻中常用的度量方式（Ghosh， 2009；許國新、石琴，2009）[5、13]。本文沿用一般方法，以托賓Q表示銀行特許權價值，其計算公式為：

（4）

其中，i為第i家銀行，t為第t年， 為托賓Q值，表示銀行特許權價值， 為銀行所有者權益的市場價值，等于銀行年末股票數(shù)量與股票價格的乘積， 和 分別表示資產(chǎn)和負債的賬面價值。

3. 控制變量的選擇。銀行風險不僅受特許權價值的影響，而且還與銀行經(jīng)營狀況、行業(yè)市場結構、宏觀經(jīng)營環(huán)境等因素相關。借鑒國內外關于銀行風險的相關研究，選取銀行的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)質量、資產(chǎn)配置情況、資本充足性、流動性金、銀行業(yè)市場集中度以及金融深度、通貨膨脹率作為控制變量。

各變量的定義與計算方式見表1。

表1 變量定義

變量名稱 變量標識 變量定義

破產(chǎn)風險 Z （杠桿率+總資產(chǎn)收益率）/ 總資產(chǎn)收益率的標準差

經(jīng)營風險 Z1 總資產(chǎn)收益率的標準差

風險抵御能力 Z2 杠桿率+總資產(chǎn)收益率

資產(chǎn)組合風險 Z3 總資產(chǎn)收益率/總資產(chǎn)收益率的標準差

杠桿風險 Z4 杠桿率/總資產(chǎn)收益率的標準差

特許權價值 Q 托賓Q

資產(chǎn)規(guī)模 lnA 資產(chǎn)總額的自然對數(shù)

資產(chǎn)質量 NPL 不良貸款率

資產(chǎn)配置 LDR 貸存比

流動性 LDX 流動性資產(chǎn)/活期存款

資本充足性 CAR 資本充足率

市場集中度 HHI 赫芬達爾指數(shù)③

金融深度 FD 人民幣貸款額/社會融資總額

通貨膨脹 CPI 略

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

本文選取2003-2013年我國16家上市銀行為研究樣本，這些銀行的總資產(chǎn)占全部銀行資產(chǎn)總額的近65%，公司治理結構和信息披露制度較為完善，具有一定的代表性。數(shù)據(jù)來源于各商業(yè)銀行年報和統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)描述見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

變量 均值 標準差 最小值 最大值

Z④ 4.1415 0.8153 2.3017 6.5977

Z1 0.0590 0.0173 0.0220 0.1162

Z2 0.0012 0.0009 0.0001 0.0042

Z3 2.1960 0.8501 0.1738 4.8725

Z4 3.9829 0.8151 2.1463 6.4015

Q 1.0462 0.0904 0.9327 1.6198

lnA 14.2545 1.3663 11.2320 16.7556

NPL 0.0166 0.0175 0.0036 0.1141

LDR 0.7081 0.0717 0.5560 0.9477

LDX 0.8173 0.4146 0.1197 2.1187

CAR 0.1183 0.0333 0.0230 0.3010

HHI 0.0694 0.0113 0.0604 0.1075

FD 0.6256 0.0942 0.5150 0.8106

CPI 3.1828 1.9690 -0.7000 5.9000

總體而言，樣本期我國商業(yè)銀行的風險抵御能力逐年增強，而破產(chǎn)風險、經(jīng)營風險、資產(chǎn)組合風險和杠桿風險均以2008年為界呈現(xiàn)出先升后降的變動趨勢。表明由于歷史原因和市場競爭的加劇，銀行風險逐年累計，并在2008年金融危機期間達到最大，之后隨著政府注資、不良貸款核銷等政策作用的逐漸顯現(xiàn)，特別是銀行自身風險管理能力的穩(wěn)步提升，銀行風險大幅下降。同時，樣本期銀行的杠桿風險均小于資產(chǎn)組合風險，表明我國商業(yè)銀行主要通過增加自有資本、提高資本充足性來增強經(jīng)營的穩(wěn)健性。

我國銀行的特許權價值除2005-2007年隨股市繁榮而快速提高外，其他年度均較為穩(wěn)定。表明行業(yè)進入門檻的降低、利率管制的放松雖然淡化了銀行過去優(yōu)越的特許經(jīng)營條件，稀釋了銀行源于金融管制因素的特許權價值，但改革同時也使銀行的自主經(jīng)營空間進一步擴大，資源配置和經(jīng)營管理效率顯著增強，運用特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢獲取經(jīng)濟租金的能力明顯提升，提高了特許權價值，這兩者的共同作用使銀行的特許權價值表現(xiàn)較為平穩(wěn)。同時，自2003中國銀監(jiān)會成立和《銀行業(yè)監(jiān)督管理法》頒布實施以來，我國銀行業(yè)監(jiān)管步入規(guī)范化、法治化軌道，金融監(jiān)管對銀行的約束能力明顯增強，銀行的資本充足性、流動性、資產(chǎn)質量等監(jiān)管指標逐年提高。另外，伴隨外資銀行的進入和市場結構的多元化，銀行業(yè)的市場集中度逐年下降。限于篇幅，對其他變量的統(tǒng)計特征文中不在贅述。

（三）實證模型與估計方法

現(xiàn)有文獻一般建立靜態(tài)模型并采用普通最小二乘法（Demsetz等，1996）、兩階段最小二次法（李燕平、韓立巖，2008）或廣義最小二乘法（許國新、石琴，2009）分析特許權價值與銀行風險的關系[1、13-14]。Demirgüc-Kunt和Huizinga（2010）指出，銀行風險具有持續(xù)性，銀行會根據(jù)前期的風險狀況調整經(jīng)營策略[22]。Ghosh（2009）、Niu（2012）的研究也表明，考慮前期風險因素的動態(tài)模型能更好地撲捉銀行的風險信息[5、11]。鑒于此，本文建立如下的動態(tài)面板模型分析特許權價值對銀行風險的影響。

（5）

式中，i為第i家銀行，t為第t年的，為隨機誤差項，R表示銀行破產(chǎn)風險（Z）、經(jīng)營風險（Z1）、風險抵御能力（Z2）、資產(chǎn)組合風險（Z3）或杠桿風險（Z4）。

由于以被解釋變量的滯后項作為解釋變量會使模型存在內生性，采用面板數(shù)據(jù)固定效應或隨機效應方法得到的估計量將是有偏且非一致的，由其推導的經(jīng)濟含義也將會扭曲。為解決此問題，并考慮到本文的樣本數(shù)據(jù)特點，采用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法估計式（5）。

另外，為便于比較并增強結論的穩(wěn)健性，本文除設定上述動態(tài)面板模型并采用GMM估計外，還設定不包含被解釋變量滯后項的靜態(tài)面板模型，并采用廣義最小二乘法（GLS）估計以消除模型潛在的異方差與序列相關問題。

四、實證結果及分析

（一）模型估計

采用Stata12.0進行GMM和GLS估計，結果如表3、4所示。

表3 特許權價值與銀行破產(chǎn)風險、經(jīng)營風險以及風險抵御能力的回歸結果

破產(chǎn)風險 經(jīng)營風險 風險抵御能力

GMM GLS GMM GLS GMM GLS

lagZ 0.5568*** — — — — —

0.0489 — — — — —

lagZ1 — — 0.4964*** — — —

— — 0.0588 — — —

lagZ2 — — — — 0.7158*** —

— — — — 0.0332 —

Q 3.6933*** 3.2216*** 0.0038 0.0026 0.0090** 0.0506***

0.9310 0.8020 0.0112 0.0018 0.0038 0.0088

lnA 0.0507* 0.0773 -0.0001* -0.0001** 0.0004 -0.0008

0.0273 0.0558 0.0000 0.0001 0.0004 0.0009

NPL -0.4469 4.7502 -0.0008 -0.0056 -0.0140 0.0692

2.6781 5.8770 0.0021 0.0067 0.0193 0.0723

LDR 1.1467** 1.2683* -0.0009* -0.0016** 0.0058 -0.0085

0.5301 0.7841 0.0004 0.0007 0.0088 0.0109

LDX 0.0205 0.1084 -0.0001 -0.0002 -0.0020 -0.0049***

0.1415 0.1744 0.0002 0.0002 0.0012 0.0017

CAR 7.0650*** 5.2622** -0.0050* -0.0000 0.1636*** 0.3192***

1.3984 2.2090 0.0026 0.0025 0.0183 0.0419

HHI 23.7608** 23.5406*** -0.0334*** -0.0388*** 0.2808** 0.2716**

9.1777 8.6380 0.0113 0.0094 0.1198 0.1094

FD -2.2425** -3.4690*** 0.0022** 0.0040*** 0.0061 -0.0360***

1.0135 0.9337 0.0010 0.0008 0.0105 0.0109

CPI -0.1064*** -0.1376*** 0.0001*** 0.0002*** -0.0002 -0.0009***

0.0350 0.0261 0.0000 0.0000 0.0002 0.0003

_cons 3.4996** 5.6921*** -0.0005 0.0014 -0.0014 0.1371***

1.4665 1.9544 0.0014 0.0021 0.0137 0.0284

AR（1） Test （P） 0.0300 — 0.0380 — 0.0860 —

AR（2） Test （P） 0.37200 — 0.4580 — 0.2050 —

Sargan Test （P） 0.2080 — 0.3040 — 0.4000 —

Hansen Test （P） 1.0000 — 1.0000 — 1.0000 —

注：①lagZ、lagZ1、lagZ2分別為總風險、經(jīng)營風險和風險抵御能力的滯后一期；②***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，下同。

表4 特許權價值與銀行資產(chǎn)組合風險、杠桿風險的回歸結果

資產(chǎn)組合風險 杠桿風險

GMM GLS GMM GLS

lagZ3 0.5449*** — — —

0.0492 — — —

lagZ4 — — 0.5607*** —

— — 0.0490 —

Q 3.5271*** 2.8687*** 3.7088*** 3.2650***

0.8444 0.7893 0.9442 0.8075

lnA 0.0742** 0.1438*** 0.0460 0.0658

0.0270 0.0550 0.0277 0.0562

NPL -3.0773 -3.5228 -0.1053 5.7568

2.3580 5.7628 2.7507 5.9038

LDR 1.0281* 1.3218* 1.1532** 1.2537

0.5501 0.7770 0.5303 0.7881

LDX 0.0043 0.1467 0.0213 0.0985

0.1573 0.1749 0.1396 0.1751

CAR 5.5069*** 4.8795** 7.2844*** 5.3219**

1.3423 2.1556 1.4134 2.2265

HHI 20.6098** 21.6610** 24.1669** 23.7558***

7.6853 8.5710 9.3651 8.6897

FD -2.2419** -3.3781*** -2.2440** -3.4705***

0.9822 0.9257 1.0188 0.9393

CPI -0.1029** -0.1289*** -0.1066*** -0.1385***

0.0355 0.0259 0.0350 0.0263

_cons 2.7009* 2.5706 3.4314** 5.7307***

1.4623 1.9244 1.4760 1.9674

AR（1） Test （P） 0.0420 — 0.0280 —

AR（2） Test （P） 0.2470 — 0.3910 —

Sargan Test （P） 0.2120 — 0.2050 —

Hansen Test （P） 1.0000 — 1.0000 —

注：lagZ3、lagZ4分別為資產(chǎn)組合風險和杠桿風險的滯后一期。

對式（5）的估計發(fā)現(xiàn)，被解釋變量滯后項的GMM估計值介于混合最小二乘法（OLS）和固定效應估計值（FE）之間，表明采用GMM估計動態(tài)面板模型較為有效（Bond等， 2002） [23]。同時，GMM估計顯示，在10%的顯著性水平下AR（1）檢驗拒絕原假設，而AR（2）檢驗、Sargan檢驗和Hansan檢驗均不能拒絕原假設，表面模型殘差存在一階序列相關而不存在顯著的二階序列相關，并且工具變量約束有效，說明本文的動態(tài)面板模型設定較為合理。另外，從GMM與GLS兩種方法估計結果的對比來看，各變量的符號與顯著性基本保持一致，顯示了本文實證結果的穩(wěn)定性。

（二）模型分析

基于模型估計結果，對各變量與銀行風險關系的分析如下：

1. 銀行特許權價值。特許權價值變量與銀行破產(chǎn)風險具有顯著的負向關系，表明特許權價值具有抑制銀行風險的自律效應。在隱性存款保險制度下，雖然我國商業(yè)銀行破產(chǎn)清算的概率較小，但隨著銀行業(yè)改革的持續(xù)深入，市場競爭日趨激烈，行業(yè)監(jiān)管更加嚴格，風險較大的銀行不僅將失去較多的客戶或其他市場資源，而且會受到監(jiān)管當局較為嚴厲的懲罰，這不但會導致其市場聲譽與競爭優(yōu)勢喪失，同時業(yè)務領域與經(jīng)營范圍也將受到限制⑤。因此，銀行的特許權價值越高，承擔風險的機會成本越大，為避免過高風險造成的特許權經(jīng)營條件和優(yōu)勢喪失，銀行將進行積極的風險管理，減少風險暴露。

特許權價值與銀行經(jīng)營風險的關系不顯著，表明特許權價值大的銀行未能表現(xiàn)出更高的經(jīng)營穩(wěn)定性。這可能是因為銀行經(jīng)營的不確定性是由客觀因素導致的，銀行自身無法控制，也可能是因為特許權價值未能有效激勵銀行減少高風險經(jīng)營行為。特許權價值與銀行風險抵御能力具有顯著的正向關系，表明當經(jīng)營風險一定時，特許權價值越高的銀行越有動力提高資本與收益，增強對風險的抵補程度和覆蓋能力以降低風險承擔。

在以資產(chǎn)組合風險和杠桿風險為被解釋變量的回歸模型中，特許權價值變量的系數(shù)均顯著為正，且大小無明顯差異，表明銀行特許權價值的風險自律效應主要通過控制資產(chǎn)組合風險和杠桿風險實現(xiàn)的。較高的特許權價值不但能促使銀行優(yōu)化資產(chǎn)組合、提高盈利能力以增強對經(jīng)營風險的覆蓋，而且能激勵銀行擴大資本規(guī)模、減少資產(chǎn)負債的過度擴展以增強經(jīng)營的穩(wěn)健性。這兩者的共同作用將有效增強銀行對經(jīng)營風險的抵御能力，降低風險承擔以避免遭受監(jiān)管懲罰而喪失特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢。

綜上所述，特許權價值雖然未能促使我國商業(yè)銀行增強經(jīng)營的穩(wěn)定性，但能有效激勵其進行積極的風險管理，通過提高盈利能力、增持自有資本等方式提升抗風險能力。

2. 銀行個體特征變量。在各動態(tài)面板模型中，風險變量一階滯后項的系數(shù)均顯著為正，表明銀行會根據(jù)上一期的風險狀況調整風險管理策略，銀行風險具有明顯的延續(xù)性?？傮w而言，資產(chǎn)規(guī)模與銀行風險具有負向關系，這與Furlong和Kwan（2006）的“銀行太大而不容易倒閉”觀點較為一致[24]，說明規(guī)模越大的銀行經(jīng)營的穩(wěn)定性越好，抗風險能力越強。資產(chǎn)質量與銀行各類風險的關系均不顯著，這可能是因為本文選取的樣本均為上市銀行，資產(chǎn)質量相對較好，特別是大型國有銀行上市前均進行了大規(guī)模的不良資產(chǎn)處置，不良貸款率較低，不足以形成明顯的銀行風險。流動性比率與銀行風險的關系不顯著，其可能的原因是，在我國貨幣市場不完善、銀行業(yè)投資領域有限以及政府隱性擔保條件下，銀行的流動資產(chǎn)相對過剩（陳鋒，2008）[25]，流動性短缺暴露較少，未對銀行風險構成顯著影響。資產(chǎn)配置狀況與銀行風險具有負向關系，貸存比率越高，銀行風險越低，表明在流動性相對充足且存貸利差較大的情況下，銀行擴張成熟的傳統(tǒng)信貸業(yè)務，擴大貸款規(guī)模能獲得更多、更穩(wěn)定的收益，有助于減少經(jīng)營的不確定性，增強風險抵御能力。資本充足性對銀行風險具有重要影響，在各模型中，資產(chǎn)充足率與風險顯著負相關，表明提高資本充足率能促使銀行增持資本或減持高風險資產(chǎn)，有效抑制風險承擔，增強對風險的覆蓋與緩釋能力。

3. 經(jīng)營環(huán)境變量。在各模型中，市場集中度與銀行風險具有負向關系，高度集中的市場結構有利于銀行與客戶建立長期穩(wěn)定的銀企關系，增強經(jīng)營的穩(wěn)健性，而激烈競爭的市場環(huán)境不僅加大了銀行經(jīng)營的不確定性，迫使其采取高風險經(jīng)營策略以爭奪市場資源，而且降低了利潤水平，削弱了對風險的覆蓋能力。金融深度變量與銀行風險正相關，表明銀行貸款占社會融資總額的比重越大，經(jīng)濟體對信貸資源的依賴程度越高，銀行經(jīng)營更容易受經(jīng)濟波動和宏觀政策的影響，風險愈加集中，收益的不確定性更大。通貨膨脹率與銀行風險具有正向關系，作為對利率高度敏感的行業(yè)，通貨膨脹狀況直接關系到資金價格的高低，較高的通貨膨脹率不僅增加了銀行的信貸風險，而且使銀行承擔了較大的市場風險，經(jīng)營的穩(wěn)健性更差。

五、結論與啟示

本文以Z值度量銀行破產(chǎn)風險，并將其橫向分解為杠桿風險與資產(chǎn)組合風險，縱向分解為經(jīng)營不確定性與風險覆蓋能力，在此基礎上，建立動態(tài)面板模型并采用2003-2013年我國16家上市銀行的數(shù)據(jù)和系統(tǒng)廣義矩（GMM）估計方法，實證研究了特許權價值與銀行各類風險的關系，分析了特許權價值激勵銀行降低風險承擔的途徑和方式。研究發(fā)現(xiàn)：（1）樣本期我國銀行的風險抵御能力逐年提高，破產(chǎn)風險、經(jīng)營不確定性、資產(chǎn)組合風險和杠桿風險均呈現(xiàn)出先升后降的變化趨勢，銀行主要通過提高資本充足性來增強經(jīng)營的穩(wěn)健性；（2）我國銀行特許權價值具有抑制銀行風險的自律效應，銀行為避免承擔過高風險以至遭受監(jiān)管當局懲罰或喪失市場資源而失去特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢，將進行積極的風險管理，采取審慎的運營策略；（3）特許權價值的風險自律效應主要通過促使銀行增強風險抵補能力、降低資產(chǎn)組合風險和抑制杠桿風險實現(xiàn)，較高的特許權價值將激勵銀行優(yōu)化資產(chǎn)組合、擴大資本資產(chǎn)比率以增強對經(jīng)營不確定性的覆蓋。

隨著我國銀行業(yè)市場競爭的加劇、市場退出機制的健全和存款保險制度的建立，銀行的潛在風險將逐步暴露。在此背景下，有效控制銀行風險，保持銀行業(yè)的穩(wěn)健運行，不僅需要監(jiān)管當局強化監(jiān)管要求，督促銀行減少風險行為，更需要銀行自身在經(jīng)營活動中采取積極的風險管理策略，主動降低風險承擔。這就需要保持適當?shù)你y行特許權價值，發(fā)揮特許權價值激勵銀行控制銀行風險的自律效應。在當前金融改革導致銀行業(yè)優(yōu)越的特許經(jīng)營條件逐步淡化的情況下，需重點促使銀行轉變經(jīng)營方式、優(yōu)化投入產(chǎn)出組合、擴大營業(yè)網(wǎng)點覆蓋、拓寬業(yè)務范圍以提高利用特許權創(chuàng)造價值的能力。

注釋：

① 譬如Keeley（1990）以資本資產(chǎn)率度量[3]，Saunders和Wilson（2001）采用市場模型的β值和誤差項度量[9]，Ghosh（2009）和Niu（2012）以Z值、不良貸款率度量[5、11]；李燕平、韓立巖（2008）以資產(chǎn)負債率、壞賬準備金率度量[14]，許國新、石琴（2009）以銀行股票的日收益標準差度量[13]。

②雖然目前我國銀行業(yè)還沒有完善的市場退出機制，并且在隱性存款保險制度下，銀行即使資不抵債，其破產(chǎn)的概率仍較小，但 Z 值仍是衡量銀行經(jīng)營穩(wěn)健性的理想指標，并在國內實證文獻中廣泛采用 [19-20]。另外，隨著銀行業(yè)改革的深入，特別是當前存款保險制度即將建立的背景下，銀行破產(chǎn)將現(xiàn)實可能，研究銀行破產(chǎn)風險具有實際意義。

③選取貸款的赫芬達爾指數(shù)作為市場集中度的度量指標，該指標越大，銀行業(yè)的市場集中度越高。其計算方式為： ，其中 為第t年市場份額最大的15家銀行貸款額占金融機構貸款總額的比重。

④為便于分析，文中對Z、Z3、Z4均取自然對數(shù)。

⑤譬如我國《商業(yè)銀行資本管理辦法》規(guī)定，對于未達到監(jiān)管要求、風險較高的商業(yè)銀行，銀監(jiān)會可采取“責令商業(yè)銀行停辦一切高風險資產(chǎn)業(yè)務；限制或禁止商業(yè)銀行增設新機構、開辦新業(yè)務；責令商業(yè)銀行調整董事、高級管理人員或限制其權利”等監(jiān)管懲罰措施，甚至可以“依法對商業(yè)銀行實行接管或者促成機構重組，直至予以撤銷”。

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Study on Self-Discipline Effect of Bank Franchise Value in China

WEI Qi， ZENG Sheng

（School of Finance and Fiscal Affairs， Chongqing Technology and Business University， Chongqing， 400067）

Abstract： This paper decompose bank's bankruptcy risk into operation uncertainty and risk coverage， leverage risk and portfolio risk， establish dynamic panel model， use system GMM method and Chinas listed commercial bank from 2005 to 2013 to study the way that franchise value impel bank to reduce risk-taking. The result shows that： franchise value of China's banks have self-restraint effect what restrict bank's risk-taking， bank will manage risk actively in order to avoid punishment by regulatory authorities or loss of customer resources because of high-risk， keep its franchising conditions and advantages； the self-restraint effect of bank franchise value mainly achieve by impelling bank to increase risk coverage， reduce portfolio risk and leverage risk.

Key Words： Bank Franchise Value； Bank Risk； GMM