戰略引資會降低銀行風險承擔嗎?——基于中國商業銀行的實證研究

陳偉平，馮宗憲

(西安交通大學經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

為適應新的金融形勢，優化股權結構，完善公司治理，引進先進的管理技術和經驗，提高風險管理水平，自2003年起，中國政府把引進境外戰略投資者作為促進中資銀行股份制改革的重要舉措。2005－2006年間，中國工商銀行、中國建設銀行、中國銀行等10多家中資銀行本著自愿和商業原則先后引入境外戰略投資者。然而，隨著2008年底解禁高峰的到來，境外戰略投資者大幅減持中資銀行股份，引資者因此陷入被動，股價和經營受到一定的影響。

那么，境外戰略投資者能否促進中資銀行風險管理水平的改進?能否有效抑制中資銀行風險承擔行為?在戰略引資經歷顯著加速而后大幅減持、中國宏觀經濟從上行轉為下行的背景下，從銀行業改革的實踐出發對上述問題作出經驗性回答有利于下一步制定更有針對性的發展戰略。然而，以往的相關實證研究大多側重于考察境外戰略投資者是否對中資銀行盈利能力或經營效率產生影響，戰略引資的金融穩定效應仍有待深入研究。本文試圖在這一方面做出貢獻，采用GMM動態面板估計法實證檢驗境外戰略投資者對中國商業銀行風險承擔是否存在影響，并從異質性視角探討這一影響是否依賴于銀行資本充足狀況。

一、文獻綜述

國外關于境外戰略投資者對東道國銀行影響的文獻以實證分析為主，集中于兩類:一類研究側重于境外戰略投資者持股對銀行績效的影響。Shleifer和Vishny(1986)、Bonin等(2005)、Parinduri和Riyanto(2012)對美國、印度尼西亞等國的研究發現，境外戰略投資者會帶來先進的公司治理機制，有利于提高國內銀行的績效水平［1］［2］［3］。Hope和Hu(2006)、Berger等(2007)對中國銀行業的研究也得到類似結論，認為引進境外戰略投資者是改進中資銀行績效、提升利潤效率和成本效率的有效途徑［4］［5］。然而，Laurenceson和Qin(2008)發現在少數股權合作機制下，戰略投資者雖然有利于中資銀行成本效率的改善，但作用并不明顯［6］。另一類研究則側重于境外戰略投資者是否有利于抑制銀行風險承擔行為，關于這一問題的看法存在較大分歧。Hyun和Lee(2004)發現國內銀行引入外資的比例越高，越重視貸款質量［7］。Forssback(2011)對47個國家331家大銀行的實證研究發現，戰略引資會增加商業銀行信用風險［8］。Dong等(2014)則認為境外機構投資者持股對中國商業銀行信用風險的影響不顯著［9］。

國內文獻主要集中于戰略引資對銀行效率的影響。楊有振和趙瑞(2008)、張宗益和宋增基(2010)得出引進境外戰略投資者能優化中國商業銀行的股權結構，提高銀行經營效率［10］［11］。何蛟、傅強和潘璐(2010)發現1998－2008年間引入境外戰略投資者不僅改善了中國商業銀行成本效率，也促進了利潤效率的提升［12］。李雙杰和宋秋文(2010)得出戰略引資對中國商業銀行盈利能力有積極作用，但對利潤效率和有效放貸效率均沒有顯著影響［13］。相反，侯曉輝、李婉麗和王青(2011)認為在短期內戰略引資給中國商業銀行的全要素生產率帶來了顯著負面影響［14］。目前國內只有少數學者注意到戰略引資對資產質量和銀行貸款行為的影響。朱盈盈等(2010)認為境外戰略投資者對中資銀行資產質量和業務結構沒有產生實質性影響，“引制”效果并不顯著［15］。蔡衛星和曾誠(2011)指出引進境外戰略投資者對國有商業銀行整體貸款行為沒有顯著影響［16］。

對國內外文獻的梳理發現，相關研究尚存在以下疏漏和不足:第一，絕大部分文獻側重于戰略引資對銀行績效的影響，關于戰略引資的金融穩定效應沒有進行充分探討，鮮有的相關研究因樣本期尚未覆蓋一輪完整經濟周期，缺少充分的數據，影響了實證結果的準確性。第二，已有研究未考察不同商業銀行對戰略引資的反應差異。針對現有研究不足，本文擬進行以下改進和創新:(1)考慮中國宏觀經濟經歷上行期和下行期，采用2002－2012年14家主要商業銀行樣本數據，分析引進境外戰略投資者對中資銀行風險承擔行為的影響。(2)納入戰略引資與資本充足率的交叉項檢驗引進境外戰略投資者影響銀行風險承擔行為的異質性問題。

二、實證模型構建及樣本數據

(一)實證模型構建

根據研究目的和數據情況，本文主要做了兩個層面的檢驗。

第一，檢驗戰略引資與銀行風險承擔間的關系。現實中，受銀行風險管理技術及其他因素慣性的影響，銀行風險承擔行為的調整往往是一個連續、緩慢的動態過程，因此，采用動態面板數據模型分析可能更為合理。據此，本文以ηi表示不可觀察的銀行個體差異，εit表示隨機擾動項，構建基本動態面板數據模型:

第二，檢驗戰略引資對銀行風險承擔的影響是否依賴于銀行的資本充足率水平。為進一步識別銀行風險承擔對戰略引資的反應是如何受個體特征影響的，本文加入戰略引資(fsii，t－1)與資本充足率(capi，t－1)之間的交叉項，為了消除該做法多重共線性的影響，我們對戰略引資、資本充足率變量進行均值中心化處理，即每個變量減去其均值進入交叉項。

由于解釋變量之間存在內生性，若運用固定效應或隨機效應對上述動態面板數據模型進行估計，得到的結論是有偏的甚至無效的。Arellano和Bond(1991)、Arellano和Bover(1995)指出一階差分廣義矩估計方法(GMM)是解決上述問題較為有效的手段，其基本思路是，首先對估計方程進行一階差分變換以去掉固定效應的影響，然后用滯后變量作為相應內生變量的工具變量估計差分方程［17］［18］。其不足之處在于，較易受弱工具變量的影響，從而使得估計時出現偏誤。Blundell和Bond(1998)提出了一步系統GMM估計法，通過將弱外生變量的滯后項作為工具變量納入估計方程，增加矩約束條件，從而獲得一致性估計［19］，因此，本文采用一步系統GMM進行估計。

(二)變量選取和樣本數據

1．被解釋變量。目前關于銀行風險承擔的代理變量主要有風險加權資產比率、不良貸款率、預期違約率、Z-score指數等。由于國內信用評級相對落后，預期違約率數據幾乎不可得，Z-score指數用資產收益率和資產負債率計算，中國商業銀行特別是國有銀行資產收益率和資產負債率受政府的控制，不會有太大的變化，而風險加權資產比率是銀行風險承擔的同步指標，因此，本文借鑒Delis和Kouretas(2011)的做法，使用風險加權資產比率(rwa，為風險加權資產與總資產之比)作為主要代理變量［20］。在穩健性分析中，本文還利用不良貸款率(npl)作為輔助代理變量。

2．解釋變量。戰略引資(fsi)表示為境外戰略投資者入股比例，為了排除不確定性因素，本文以境外戰略投資者的引資協議獲批和入股資金到賬作為完成引資的標準。

3．其他控制變量。控制變量分為兩種，包含銀行特征相關變量和宏觀經濟變量。

銀行特征相關變量為:資本充足率(cap)，用銀行資本總額與風險加權資產之比表示;非利息收入占比(nonin)，用非利息收入與總收入之比表示;成本收入比(cost)，用業務及管理費與營業收入之比表示;凈資產收益率(roe)，用各年末銀行利潤凈額與所有者權益的平均值之比表示。

借鑒前人的研究，本文選用經濟周期、貨幣政策等宏觀經濟變量作為銀行風險承擔的額外解釋變量。經濟周期ggdp為實際gdp的增長率，本文通過gdp平減指數將名義gdp換算為實際gdp。考慮到各貨幣政策代理變量實踐中的重要性，本文在貨幣政策(mp)代理變量的選擇上借鑒了張強、喬煜峰和張寶(2013)的研究，選用貸款基準利率(i)、m2增長率(m2)和法定存款準備金率(req)作為解釋變量［21］。

考慮到數據的可獲得性，樣本為上市的14家商業銀行，分別是中國工商銀行、中國建設銀行、中國銀行、交通銀行、中信銀行、招商銀行、中國民生銀行、福建興業銀行、華夏銀行、平安銀行、中國光大銀行、上海浦東發展銀行、上海銀行、南京銀行，采用的樣本期是2002－2012年，數據來源于2003－2013年的bankscope數據庫、各銀行年報、《中國統計年鑒》、中國銀監會網站并根據原始數據計算得出①中國農業銀行多年的資本充足率數據沒有公布，廣東發展銀行由于資產重組，多年的風險加權資產和資產充足率指標缺失或異常，所以將該樣本刪除。，1年期貸款利率、貨幣供應量增長率、法定存款準備金率和gdp增長率來自于中國人民銀行網站和國家統計局網站，變量的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計

三、計量結果與分析

(一)戰略引資對銀行風險承擔行為的影響檢驗

由于當期銀行風險承擔與戰略引資、資本充足率、非利息收入占比、成本收入比、凈資產收益率等指標之間存在相互影響，為減輕同時決定的內生性問題，我們采用上述指標的滯后1期值。表2給出了動態面板數據基準模型的GMM估計結果，系統GMM估計的一致性在于所選擇工具變量的有效性，列(1)－(3)中sargan統計量的p值都大于0.1，說明工具變量是有效的，wald檢驗的p值均為0.0000，說明本模型設定是合理的。

表2 基準模型的估計結果

1．戰略引資對銀行風險承擔行為的影響

戰略引資的回歸系數為負，列(3)中t統計量在10%置信水平上顯著，這與Forssback(2011)、Dong等(2014)的結果不一致，說明戰略引資能有效抑制銀行風險承擔行為。2003年12月8日，中國銀監會發布《境外金融機構投資入股中資金融機構管理辦法》，主要在資產規模、盈利持續性、信用評級、資本充足率、內控制度等方面規定了境外投資者的資格條件，單個境外金融機構入股比率上限規定為20%，多個境外金融機構入股比率不超過25%，境外金融機構的話語權隨著股份的增加而增強，外資對被參股銀行的影響力和滲透力逐漸深化，自此，中國商業銀行引資的數量和質量都有很大提高。中國商業銀行不僅引進大量資金補充資本金，更是簽訂了包括公司治理、風險控制、資產負債管理、個人銀行服務等戰略合作協議，外資被引入后，外資股東通常會選派董事參與到各項工作中，有些還選派員工去外資銀行的海外總部學習先進的管理技術，這在一定程度上能夠優化國內銀行業機構的股權結構和投入要素的組合，改善中國商業銀行的公司治理和風險管理水平，促進銀行業務和產品創新能力提高。雖然境外戰略投資者出于流動性和資本金不足或者套現的目的，紛紛拋售中資銀行股份，但中資銀行在2008年全球金融海嘯中表現出色，在一定程度上說明中資銀行的風險管控和技術創新有了較大的飛躍。總的來說，中資銀行戰略引資初步達到了“引智”、“引技”的效果。

2．控制變量對銀行風險承擔行為的影響

銀行特征變量對風險承擔行為的影響:(1)資本充足率與銀行風險承擔行為顯著正相關，資本充足銀行可避免因違反資本要求而帶來的高昂懲罰成本，其資產組合行為相比資本不足銀行更為激進和冒險。(2)非利息收入占比對銀行風險承擔沒有顯著影響，這與張羽和李黎(2010)、江曙霞和陳玉嬋(2012)的結論一致，可能的解釋是，中國商業銀行開展非利息收入業務時存在低水平重復建設，主要集中在以收取傭金和手續費為主的勞動密集型業務上，在很大程度上削弱了多元化組合分散風險的能力，不斷創新服務功能和產品是拓展非利息收入來源的關鍵所在［22］［23］。(3)成本收入比的回歸系數顯著為正，成本收入比衡量銀行效率，銀行效率越低，其風險轉嫁的動機越高，從而增加銀行的風險承擔激勵。(4)凈資產收益率對銀行風險承擔行為的影響不顯著。現有文獻對此有兩種理解，一種觀點認為，凈資產收益率衡量銀行獲利能力，為了取得更高的凈資產收益率，銀行管理者傾向于投資高風險、高收益的資產組合;另一種觀點認為，當凈資產收益率衡量銀行資本成本時，資本成本越高，銀行風險承擔水平越低。本文的實證結果偏向于第一種理解。

宏觀經濟變量對銀行風險承擔行為的影響:(1)gdp增長率的系數顯著為負，表明在經濟繁榮時期，抵押品價值和企業還款可能性增加，導致銀行風險承擔水平顯著降低，而在經濟蕭條時期，銀行資產規模擴張受限，違約概率和違約損失率提高，盈利空間收窄，由于“追逐收益機制”的作用，銀行風險承擔意愿提高。(2)當期貸款利率和法定存款準備金率與風險加權資產占比顯著正相關，貨幣供應量增長率與風險加權資產占比顯著負相關，本文的結果支持了Brissimis和Delis(2010)的結論，貨幣政策的調整在一定程度上對商業銀行行為產生影響，一方面寬松貨幣政策會通過追逐利率效應、杠桿效應和資產估值效應等途徑促使銀行風險承擔，另一方面也減少尚未清償資產的風險，當貨幣政策趨于緊縮時，中國商業銀行的風險承擔變大［24］。

(二)戰略引資對銀行風險承擔行為影響的異質性檢驗

表3為模型(2)戰略引資對銀行風險承擔行為影響的異質性檢驗結果。表3中銀行特征變量和宏觀變量的估計結果與表2基本一致，為節省篇幅，本部分僅分析銀行資本充足率與戰略引資交叉項的估計結果。從列(1)－(3)可以看出，兩者交叉項的回歸系數均為負數，在10%的顯著性水平上通過了t檢驗，表明戰略引資對銀行風險承擔行為的影響依賴于銀行的資本充足狀況。2002年以來，為了剝離歷史遺留的不良資產，財政部、中國人民銀行和中央匯金公司對商業銀行進行財務重組，為了規避銀監會的多項懲罰性措施，推動建立現代金融企業制度，各商業銀行通過戰略引資、政府注資、發行長期次級債和公開上市等外源性渠道融資補充資本，資本充足率大幅度提高。資本充足的銀行更有實力引進、消化和吸收境外戰略投資者先進的風險控制技術和管理技能，促進業務流程優化，改善公司治理結構，戰略引資對銀行風險承擔行為抑制作用隨著資本充足率的提高而增強，銀行資本充足率的異質性會影響到銀行風險行為對戰略引資的反應。

表3 戰略引資對銀行風險承擔行為影響的異質性檢驗結果

對于動態面板數據模型來說，如果數據是非平穩序列，可能會導致虛假回歸問題，為此，本文對面板數據的殘差進行單位根檢驗，以診斷結果是否平穩。本文采用IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗，以期相互驗證，得到更為可靠的結論。從檢驗結果來看，每個模型的面板殘差是平穩的，可反推出動態面板數據是平穩序列，表明GMM估計結果不存在偽回歸問題，本文所運用的估計模型較為準確地揭示了戰略引資對銀行風險承擔行為的動態影響。

四、穩健性檢驗

為了進一步驗證上述結果，我們進行了穩健性檢驗，主要包含以下兩個方面:對計量方法進行調整;對解釋變量進行調整。

(一)基于不同估計方法的穩健性分析

本文采用混合OLS估計及固定效應估計進行穩健性檢驗，結果見表4。由表4可以看出，戰略引資的回歸系數為負，但顯著性不及GMM估計結果，成本收入比估計量的統計顯著性與GMM估計相同，非利息收入占比、凈資產收益率、資本充足率、gdp增長率和貨幣政策的估計系數與GMM估計結果僅在顯著性水平方面稍有差異，系數符號具有一致性，意味著本文的估計結果并沒有因為樣本量和估計方法的選擇而產生較大的偏差，這驗證了GMM估計結果的可靠性。

表4 基于混合OLS和靜態面板固定效應的估計結果

(二)基于不良貸款率的穩健性分析

不良貸款率作為風險承擔的事后衡量指標，能概括反映銀行的信用風險，本文選用不良貸款率替代風險加權資產占比來考察基礎回歸結果的穩健性，結果見表5。戰略引資對不良貸款率的影響也是負向的，這與前文的實證分析相一致，并且戰略引資對不良貸款的影響更為顯著，可能的原因是，不良貸款只包含貸款，而風險加權資產包含證券資產等其他形式的資產，不良貸款主要反映信用風險，而風險加權資產主要反映非系統性風險，戰略引資更多地影響銀行貸款類資產，對銀行的信用風險影響較大，對其他類型的資產及其他風險源影響相對較小。有些控制變量的回歸系數符號與表2不一致，國家政策性剝離和嚴格的“雙降”考核等外生性的制度變遷和政府行為可能是導致差異的主要原因。總體來說，采用不良貸款率作為被解釋變量時，戰略引資變量以及部分控制變量的結果基本不變，說明本文的實證結論比較穩健。

表5 基于不良貸款率的估計結果

五、主要結論與政策含義

本文的研究發現:第一，戰略引資有利于中資銀行引進成功的經營管理經驗和先進的風險管理方法，優化公司治理結構和決策機制，從而有效抑制中資銀行的風險承擔行為。為了檢驗實證結果的穩健性，本文采用混合OLS和固定效應方法，以及以不良貸款率來衡量商業銀行風險承擔，對模型進行重新估計，實證結果顯示GMM估計結果是穩健的。第二，異質性檢驗結果表明，銀行資本充足率與戰略引資交叉項的回歸系數顯著為負，具有不同資本金數量的銀行，其風險承擔行為對戰略引資的敏感性存在較大差異，具體來說，資本充足率高的銀行更有動機投資低風險資產。第三，資本充足率、成本收入比、gdp增長率和貨幣政策等控制變量對銀行風險承擔行為有顯著影響。

上述結論具有重要的政策含義:首先，應加快落實與戰略投資者的長期深層次合作，在保證國家金融安全的前提下，適當提高戰略投資者的持股比例，完善境外戰略投資者分階段退出機制，使境外戰略投資者的外溢效應隨著時間的推移不斷顯現出來，促進中資銀行風險管理能力和競爭力的提高，實現境外戰略投資者所掌握的先進管理經驗和技術向中資銀行現實生產力的轉化。其次，銀行監管部門應轉變監管理念、提升監管水平，在加強對境外戰略投資者監管和引導的同時，應基于巴塞爾協議III視角，建立銀行資本監管與貨幣政策的相互協調機制，為戰略引資從微觀層面有效抑制銀行風險承擔提供良好的外部環境。

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