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和区域性银行，考察业务和客 户规模异质性。表3中模型（1）和模型（2）给出了业 务及客户异质效应，全国性银行通过了 5%的显著 性水平检验，区域性银行为10%,风险承担对净息 差影响的显著性水平异质，但均具有倒“U”形特征。由一阶条件可知，EAR全=&0556 EAR&=7.9221,均小于样本最优值&5849,故风险承担与 净息差均处于稳定发展阶段，但敏感性表现异质，区 域性银行净息差曲线陡峭，且随着EAR上升拐点 出现早于全国性银行，表明风险承担能力与净息差 区间存在规模效应。表3异质性分析业务及客户规模异质经济发达程度异质变量全国性银行区域性银行东部非东部(1)(2)(3)(4)EAR0.290*0.488*0.600*0.286(0.102)(0.233)(0.166)(0.216)EAR2-0.0180*-0.0308*-0.0402*0.0157(0.00761)(0.0170)(0.0117)(0.0162)银行内部YESYESYESYES控制变量宏观经济YESYESYESYES控制变量1.3432.3384.636*4.861*consant(2.250)(2.458)(2.089)(2.227)N170134146158Ad j R?0.6630.7070.6980.649按照经济发达程度分为东部区域和非东部区 24财经理论与实践（双月刊）2023年第3期域，验证市场化和非市场化因素对净息差及银行稳 定的影响差异，详见表3中模型（3）和模型（4）。在 1%的显著性水平上，东部区域市场化程度高，银行 净息差与风险承担的关系呈现倒“U”形，EAR东=7.4627&5849,风险承担与净息差处于稳定发展 期。而非东部区域受非市场化因素影响大,银行净 息差受风险承担的影响不显著，但仍具有倒“U”形 特征，且EAR非东=9.1083&5849，风险承担导 致净息差收窄，增加了银行的脆弱性。究其原因，关 系型贷款的资源配置较价格型仍占优势，未能充分 反映资源的稀缺性;关系型企业存在过度融资，增加 了银行的风险承担，降低了稳定性。因此，风险承担 能力、净息差区间和发展稳定性与区域经济市场化 程度正相关。异质性检验证明了 H2是正确的，同 时也是对近年来非东部区域中小银行兼并重组事实 多发的解释。（三）机制检验在式（12）中，M包含第一大股东持股比例（FS R）、高管平均薪酬的对数（AVS A）和独立董事 占比（DDR）,与风险承担（EAR）交乘后，加入银行 内部控制变量X和宏观经济控制变量Y,采用FE 验证银行治理和薪酬激励机制对风险承担与净息差 的边际效应，以及对银行稳定产生的影响，即验证 H3。分析结果详见表4。NIM&=仇+yEARn+X M&+兀乂”+九丫”+衍+血（12）1.第一大股东的作用。模型（1）是EAR与 FS R交乘后的回归结果，在10%水平上显著，对净 息差边际效应显著为负，说明降低第一大股东股权 占比，有利于改善风险承担、净息差和稳定发展 程度。2.高管平均薪酬的作用。模型（2）是AVS A与 EAR交乘后的回归结果，在5%水平上显著，对净 息差边际效应显著为负，表明薪酬激励不利于提高 净息差。相反,还有可能因追逐短期效益使风险延 迟暴露，而降低净息差并影响长期稳定性。3.独立董事的作用。模型（3）是DDR与EAR 交乘后的回归结果，在5%水平上显著，对净息差边 际效应显著为正,表明非利益相关方参与银行治理，可以监督管理层充分发挥代理人作用，使风险承担 与净息差相匹配,促进银行稳定发展。机制检验证明H3是合理的，加强银行治理和高管薪酬激励约束,有利于提升稳定性。表4机制检验分析(1)NIM(2)NIM(3)NIMEAR0.117*0.123*0.0671*(0.0261)(0,0344)(0.0321)EARXFSR-0.0658*(0.0397)EARXAVSA-0.0130*(0.00581)EARXDDR0.141*(0.0588)银行内部控制变量YESYESYES宏观经济控制变量YESYESYESconsant6.104*1.7606.677*(1.187)(1.462)(1.290)N302187256Ad j R20.6110.6800.640注:括号中的数字为稳健性标准误。（四）稳健性检验为了验证回归结果的可信度，以分位数回归和表5稳健性检验分析动态面板回归检验模型的稳健性,详见表5。(1)(2)(3)(4)(5)Q(4O)QC6O)Q(80)DIF-GMMS YS-GMMEAR 0.334*0.394*0.445*0.404*0.253*(0.121)(0.123)(0.168)(0.0919)(0.105)EAR2 0.0192*0.0232*0.0265*0.0266*0.0143*(0.00888)(0.00905)(0.0123)(0.00692)(0.00866)银行内部YESYESYESYES控制变量宏观经济YESYESYESYES控制变量L.NIM0.237*0.330*(0.0492)(0.0395)L2.NIM0.0472*0.130*(0.0274)(0.0511)consant3.335*0.674(1.303)(0.512)N 304304304227260AR(1)-P 值0.00240.0003AR(2)-P 值0.08710.3285S a rga n-P 值0.31800.86981.分位数回归。样本范围选择可能带来系统性 偏误，模型（1）模型（3）按照40%、60%、80%分位 进行了 FE回归，与基准回归的模型（3）相比，核心 解释变量的系数符号保持一致，且通过了 5%的显 著性检验，故模型的结论是稳健的。2.动态面板回归。NIM,=%+林EAR+hEAR2 X工 03”NIMi_”十如 X；+札丫玄+/z；+（13）模型（4）和模型（5）是DIF-GMM和S YS-GMM2023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25动态回归分析,DIF-GMM通过了 1%的显著性检 验,S YS-GMM通过了 10%的显著性检验，动态回 归没有改变模型结果，故模型结论可信。AR（1）检 验结果拒绝原假设，证明残差项存在一阶自相关;AR（2）检验P值接受原假设，表明残差项不存在二 阶自相关，可以断定动态面板模型设定是合理的；S a rga n检验接受过度识别假设，工具变量外生且 有效。五、研究结论与政策建议（一）研究结论通过调整H。和S a un d ers的净息差模型，从理 论上解析了监管约束条件下风险承担与净息差的关 系，以及对银行稳定发展的影响。银行风险承担与 净息差呈现倒“U”形关系，边际效应为正时,贷款支 持实体经济增长,银行财务稳健性增强，处于稳定发 展阶段;边际效应为负时，虚拟资产规模上升，银行 财务稳健性下降，稳定性较弱；当净息差处于拐点 时,风险承担与收益匹配，银行发展的稳定性最优。风险承担、净息差趋势及银行稳定发展因业务 和客户规模、市场经济发达程度而表现异质。全国 性银行因业务和客户的规模效应,风险承担能力、净 息差最优值和稳定性好于区域性银行。在市场经济 发达区域，银行受非市场因素干扰少，风险承担对净 息差影响显著为正，银行发展的稳定性强；在市场经 济落后的区域，关系型贷款降低了资源配置效率，增 加了银行的风险承担，发展的稳定性较弱。银行治理有利于提升风险承担与净息差的匹配 度并促进银行稳定发展。优化股权结构可以提升董 事会的决策效率，提高银行风险承担和盈利能力，促 进稳定发展;高管平均薪酬的限制或延期政策，消除 了银行的短视逐利行为；独立董事使银行决策更具 科学性和透明度。（二）政策建议银行应重视风险承担与净息差趋势管理。随着 银行风险承担数量的上升，对净息差的边际效应的“倒U”形关系表明，银行净息差水平是有峰值的。银行要充分认识自身业务复杂程度、市场竞争能力 和风险承担水平与净息差趋势之间的因果关系，优 化资源配置，扩大净息差空间，提高盈利能力与财务 稳健性，增强稳定发展能力。坚持服务实体经济导向，防止出现局部经济过 度金融化。持续改善满足国家产业政策、低碳环保 经济、企业技术创新等现代金融服务与需求的信贷 供给能力，在支持绿色技术创新和产业结构升级过 程中，履行金融服务实体经济的社会环境责任，促进 经济高质量增长。强化银行治理和代理人制度，优化完善激励约 束机制，促进银行稳定发展。良好的治理机制使银 行董监高的权责边界更加清晰，对提升银行运营效 率、风险承担及盈利能力均有积极作用，完善优化股 东代理人制度，促进综合效益持续稳健。同时，良好 的治理机制还可赢得社会声誉，更有利于银行的长 期稳定发展。注释：巴塞尔协议的风险资产计量方法，对取值需参考资产质量、期 限等因素，故对风险系数”加上了角码。银行的净息差均值为2%左右,按监管规定的35%成本收入比扣 除管理成本，再考虑所得税及资产减值准备影响，净息差对当期 财富的贡献非常小(约1%),符合泰勒公式展开条件。存贷款利率水平的二次及更高次项非常小，为了简化计算，在净 息差的求解过程中按省略处理。限于篇幅，变量相关系数表未展示，感兴趣的读者可向作者索取。参考文猷：1 刘莉亚，李明辉，孙莎，等.中国银行业净息差与非利息收入的关 系研究J经济研究,2014,49(7):110-124.2 林深.利率市场化进程中我国商业银行净利差影响因素研 究基于沪深上市银行2003-2012年面板数据的分析J.价 格月刊,2014(2):83-87.3 熊启跃，赵阳，廖泽州.国际化会影响银行的净息差水平 么？来自全球大型银行的经验证据口 金融研究,2016(7)：64-79.4 S a un d ers A,S ch uma ch er L.Th e d et ermin a n t s o f ba n k in t erest ra t e ma rgin s:a n in t ern a t io n a l st ud yQj.Jo urn a l o f In t ern a t io n a l Mo n ey a n d Fin a n ce,2000,19(6)：813832.5 Birch w o o d A,Brei M,No el D M.In t erest ma rgin s a n d ba n k regul at io n in Cen t ra l America a n d t h e Ca ribbea n QJ Jo urn a l o f Ba n kin g a n d Fin a n ce,2017,85(12)：5668.6 Dra ko s K.Assessin g t h e success o f ref o rm in t ra n sit io n ba n kin g 10 yea rs l a t er：a n in t erest ma rgin s a n a l ysisJ.Jo urn a l o f P o l icy Mo del in g,2003,25(3)：309317.7 Ma ud o s J,S o l is L.Th e d et ermin a n t s o f n et in t erest in co me in t h e Mex ica n ba 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from 2009 to 2019S UN Qin gzh i,LIU Xil ia n g(Institute of Chinese Financial Studies,Southzuestem University of Finance and Economics 9 Chengdu)Sichuan 610074Abstract:Ba sed o n t h e d ea l er mo d el o f Th o ma s S Y.Ho a n d An t h o n y S a un d ers,a n d subj ect ed t o regul a t o ry ca pit a l；t h e t h eo ret ica l mo d el o f n et in t erest ma rgin(NIM)w a s in n o v a t ed.Th e rel a t io n sh ip bet w een risk-t a kin g,n et in t erest ma rgin a n d ba n k st a bil it y is q ua n t it a t iv el y expl a in ed Ba sed o n t h e pa n el d a t a o f 30 ba n ks f ro m 2009 t o 2019,t h is pa per st ud ies t h e ex periment a l ev id en ce o f risk-t a kin g,n et in t erest ma rgin t ren d s a n d t h e st a bl e d ev el o pmen t o f ba n ks t h ro ugh t h e l in ea r regressio n mo d el a n d it s a ux il ia ry a n a l ysis met h o d Th e resul t s sh o w t h a t t h e rel a t io n sh ip bet w een risk t a kin g a n d n et in t erest ma rgin is in v ert ed U sh a pe.Th e d egree o f regio n a l eco n o mic ma rket iza t io n h a s a st a bl e ef f ect o n pro mo t in g t h e d ev el o pmen t o f ba n ks.Th ere is a sca l e ef f ect o f risk bea rin g ca pa cit y o n o pt imizin g t h e n et in t erest ma rgin ra n ge Acco rd in g t o t h ese co n cl usio n s,ba n ks sh o ul d st ren gt h en risk t a kin g a n d n et in t erest ma rgin t ren d ma n a gemen t.Ma rket mech a n isms sh o ul d be f ul l y a ppl ied t o a l l o ca t e cred it reso urces a n d serv e t h e rea l eco n o my.An d ba n k go v ern a n ce sh o ul d be a ct iv el y impro v ed Fin a l l y,t h e go a l o f st a bl e d ev el o pmen t h a s been st ren gt h en ed.Key words:risk-t a kin g；n et in t erest ma rgin；a sset q ua l it y；st a bl e d ev el o pmen t