業(yè)務重資產化與券商風險承擔
——來自中國證券行業(yè)的經驗證據

廉永輝 高杰英

(首都經濟貿易大學金融學院，北京 100070)

一、引言

中國經濟轉型需要強大的資本市場提供支撐，而強大的資本市場離不開高質量的證券公司。為推動券商高質量發(fā)展、增強券商服務實體經濟能力，近年來我國不斷深化證券行業(yè)供給側改革。在監(jiān)管部門放松管制和鼓勵創(chuàng)新等一系列政策的推動下，證券行業(yè)業(yè)務創(chuàng)新層出不窮，業(yè)務范圍不斷拓寬，產品類型日益豐富。在此過程中，券商業(yè)務結構呈現(xiàn)出明顯的重資產化趨勢：經紀、投行和資產管理等依靠券商牌照來獲取手續(xù)費和傭金的輕資產業(yè)務占比下降，而自營、直投、融資融券、股權質押等依靠資產負債表擴張來獲取利息或本金增值的重資產業(yè)務占比不斷上升。重資產業(yè)務與輕資產業(yè)務相互關聯(lián)、交叉，在發(fā)揮風險分散效應的同時也帶來了新增風險，如自營投資業(yè)務相關的市場風險、股權質押業(yè)務相關的信用風險等。在防范化解重大金融風險步入縱深推進關鍵期的背景下，本文試圖回答業(yè)務重資產化如何影響券商風險承擔這個問題。需要說明的是，金融機構風險承擔包括了風險承擔動機、風險承擔行為、能力和后果多個維度，本文所講的券商風險承擔是指券商風險承擔帶來的后果。明確上述問題，有助于券商更好地協(xié)調業(yè)務轉型和風險管理之間的關系，同時也有助于監(jiān)管部門更具針對性地改善和加強對券商的風險監(jiān)管，對于證券行業(yè)持續(xù)健康發(fā)展具有重要意義。

為回答上述問題，本文基于2007―2018年76家券商數(shù)據，以Zscore度量券商風險承擔，實證檢驗了我國券商業(yè)務重資產化的風險承擔效應。結果顯示：綜合而言，重資產化顯著降低了證券公司風險承擔水平；細分Zscore構成因素發(fā)現(xiàn)，重資產業(yè)務占比上升會提升券商的杠桿水平、降低券商的盈利能力，但同時能夠更大程度上降低券商盈利的波動性。這一結論在替換關鍵變量、增加控制變量、變更估計方法等穩(wěn)健性檢驗下均保持成立。進一步地，考慮重資產業(yè)務對風險承擔的非線性影響，發(fā)現(xiàn)重資產業(yè)務在達到最優(yōu)閾值之前會降低券商風險，而一旦超過相應閾值就會提高券商風險；將樣本按規(guī)模分組，發(fā)現(xiàn)在規(guī)模較大的券商組中，重資產業(yè)務更能夠降低盈利波動性，從而降低風險承擔。

本文的研究特色體現(xiàn)在如下三方面：第一，在學術研究方面，研究業(yè)務重資產化對券商風險承擔的影響。重資產化是券商業(yè)務轉型的趨勢，而金融機構風險承擔問題是學術界和監(jiān)管部門關注的熱點話題，本文定位于二者的交叉領域，有助于彌補現(xiàn)有文獻對于券商業(yè)務結構與風險關系研究的不足。第二，在風險構成方面，不僅考察重資產業(yè)務對風險承擔的總體效應，還分別考察重資產業(yè)務的杠桿效應、盈利效應和盈利波動效應，從而厘清重資產化對券商風險承擔的具體影響機制。第三，在實際應用方面，研究重資產業(yè)務對風險承擔影響的非線性效應，以及重資產業(yè)務對風險承擔影響的規(guī)模異質性，從而為券商根據自身情況適度開展重資產業(yè)務提供更具針對性的建議。

二、文獻綜述

(一)券商業(yè)務轉型的經濟后果

現(xiàn)有文獻主要從券商業(yè)務多元化角度研究券商業(yè)務轉型的經濟后果。業(yè)務多元化對券商績效的影響方面，黃澤勇(2012)[14]基于2006―2011年82家券商樣本、利用廣義超越對數(shù)函數(shù)發(fā)現(xiàn)，中國券商多元化普遍存在范圍經濟效應1，且大型券商、國有券商的范圍經濟效應更高。業(yè)務多元化對券商風險的影響方面，趙偉(2013)[26]基于2007―2011年100家券商樣本發(fā)現(xiàn)，業(yè)務多元化的風險效應依賴于業(yè)務本身的風險收益特征和券商的規(guī)模特征；武劍和謝偉(2018)[21]則基于2007―2016年59家券商樣本考察了券商多元化戰(zhàn)略的綜合影響，發(fā)現(xiàn)券商多元化水平與其盈利能力和抗風險能力之間不存在單純的線性關系，而是具有顯著的“異質性閾值效應”關系。

部分文獻探討了券商開展某類具體業(yè)務帶來的經濟后果。重資產業(yè)務方面，高偉生和許培源(2014)[12]探討了券商股票質押式回購業(yè)務的現(xiàn)狀及存在的問題，溫思雅和余建軍(2015)[19]則進一步探討了券商類貸款業(yè)務(包括融資融券、約定購回、股票質押融資)發(fā)展的現(xiàn)狀和前景。輕資產業(yè)務方面，邸俊鵬和鄭忠華(2017)[11]分析了券商資產管理業(yè)務中存在的風險及相應的風險預警機制，華泰證券課題組(2020)[13]系統(tǒng)研究了券商數(shù)字化財富管理業(yè)務的發(fā)展定位、發(fā)展模式以及相關政策建議。

(二)券商風險的測度及其影響因素

既有文獻對券商風險的研究側重于券商風險的測度和預警。市場風險方面，姚德權和魯志軍(2013)[24]利用主成分分析法從證券公司十四項財務指標中提取出六個主成分，運用改進后的Logistic模型建立市場風險預警模型。信用風險方面，程天笑和聞岳春(2016)[10]比較了Probit、Logistic和Extreme Value三種模型在測度券商融資融券業(yè)務個人客戶違約概率的表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)Extreme Value模型準確性和擬合度最高。流動性風險方面，吳萬華(2009)[20]分析了券商發(fā)行的集合資產管理計劃的流動性風險，對集合資產的變現(xiàn)過程進行了模型化。操作風險方面，姚德權和魯志軍(2011)[23]運用“自上而下”的度量方法構建了我國券商操作風險的度量模型，并基于2005―2009年中國4家上市券商對模型進行了檢驗。系統(tǒng)性風險方面，周瓊等(2013)[28]發(fā)現(xiàn)上市券商股票收益率存在明顯的上尾相依性與下尾相依性，表明我國券商風險存在較強的關聯(lián)性；劉超等(2019)[17]則采用SCCA技術，通過構造Copula模型測度了我國上市券商的系統(tǒng)性風險并分析了其演化特征。

部分文獻探討了券商風險的影響因素。陳曼娜和林偉濤(2013)[9]基于2007―2012年17家上市券商樣本考察了股權結構對券商風險承擔的影響，發(fā)現(xiàn)實際控制人的控制權比例越高，券商風險承擔越低，但實際控制人的性質對風險承擔并無顯著影響。左和平和朱懷鎮(zhèn)(2010)[29]基于2002―2006年29家券商樣本，考察了資本監(jiān)管對券商自營業(yè)務相關風險的影響，發(fā)現(xiàn)低緩沖資本的證券公司會通過降低自營風險以應對資本監(jiān)管壓力。王玉峰和陳鵬(2013)[18]基于2008―2011年8家券商樣本，考察了資本監(jiān)管對券商風險的影響，發(fā)現(xiàn)總量性凈資本監(jiān)管指標對券商風險管理起到正面的引導作用，但結構性指標卻與政策預期相反。

總體而言，盡管現(xiàn)有文獻分別探討了券商業(yè)務轉型的經濟后果和券商風險的影響因素，并且已有文獻注意到券商業(yè)務多元化對券商風險的影響，但明確考察券商重資產業(yè)務是否以及多大程度上影響券商風險承擔的研究較少，尤其是缺乏有數(shù)據支持的定量研究，這與我國券商經營實踐中重資產業(yè)務越來越重要的地位不符，也滯后于我國券商微觀審慎監(jiān)管實踐的需要。本文通過研究重資產業(yè)務對券商風險承擔的影響，有助于豐富和拓展非銀行金融機構業(yè)務結構的風險承擔效應方面的研究。

三、理論分析和研究假設

券商重資產業(yè)務是指主要依靠資產負債表擴張來獲取利息或本金增值的業(yè)務，包括券商自營、直投、兩融、股權質押等業(yè)務類型，這些業(yè)務均會占用券商的資本金，因此也被稱為“資本占用型業(yè)務”。相反，輕資產業(yè)務是指主要依靠券商牌照來獲取手續(xù)費和傭金的業(yè)務，包括經紀業(yè)務、投行業(yè)務和資產管理業(yè)務，又被稱為“非資本占用型業(yè)務”“傭金型業(yè)務”或“通道業(yè)務”。本文意在考察重資產業(yè)務對券商風險承擔的影響。由于券商風險承擔綜合反映了券商的杠桿水平、盈利能力和盈利波動性，因此本文將在分析重資產化對三者影響的基礎上提出核心研究假設。

(一)業(yè)務重資產化對券商杠桿水平的影響

券商杠桿水平是外部監(jiān)管約束和自身加杠桿意愿共同作用的結果，因此分析重資產業(yè)務對券商杠桿水平的影響需要綜合分析券商加杠桿的空間和券商加杠桿的意愿。

一方面，我國券商存在較大的加杠桿空間，通過加杠桿開展重資產業(yè)務不存在實質約束。2008年3月證監(jiān)會出臺的《券商風險控制指標管理辦法》規(guī)定券商“凈資產/負債總額≥20%、凈資本/凈資產≥40%”，按此規(guī)定，券商的杠桿(總資產/凈資產)上限為6倍。2016年6月證監(jiān)會出臺修改后的《券商風險控制指標管理辦法》取消了上述規(guī)定，開始統(tǒng)一執(zhí)行“核心凈資本/表內外資產總額≥8%”的規(guī)定，主要通過資本杠桿率而非凈資產的杠桿率來對券商進行監(jiān)管約束，具體杠桿上限被一定程度上模糊化。結合監(jiān)管部門在文件發(fā)布時的表述“綜合考慮流動性風險監(jiān)管指標要求，財務杠桿率大體為6倍左右，與修訂前辦法的要求基本相當”，目前券商杠桿上限約為6倍。現(xiàn)實中，我國上市券商的杠桿為3倍左右(剔除代理買賣證券款的杠桿為2倍左右)，遠低于監(jiān)管上限，這為券商開展具有加杠桿效應的重資產業(yè)務提供了充足空間。

另一方面，重資產業(yè)務提升了券商加杠桿的意愿。重資產業(yè)務的利潤依賴于資產負債表的擴張，對加杠桿提出了新需求。輕資產業(yè)務主要在券商表外進行，以收取手續(xù)費和傭金為主，并無加杠桿需求。相比之下，券商在開展重資產業(yè)務尤其是資本中介業(yè)務的過程中，通過一邊借錢一邊“放貸”來賺取利差收入，這一過程表現(xiàn)在資產負債表上即負債和資產同時上升，由此導致券商杠桿上升。此外，如果重資產業(yè)務降低了券商的ROA，券商也將有動力通過提高杠桿來維持較高的ROE水平。

由此，本文提出如下假設：

H1：業(yè)務重資產化會提高券商杠桿水平。

(二)業(yè)務重資產化對券商盈利能力的影響

記重(輕)資產業(yè)務的收益和成本分別為RH(RL)和CH(CL)，重(輕)資產業(yè)務占全部業(yè)務的比重為α(1-α)。那么，券商的綜合盈利能力π滿足：

由式(1)可知，重資產化(α上升)對券商盈利能力的影響關鍵取決于重資產業(yè)務和輕資產業(yè)務的成本和收益特征：

一方面，重資產業(yè)務可能降低券商的盈利能力。第一，重資產業(yè)務邊際成本高于輕資產業(yè)務(CH＞CL)。輕資產業(yè)務依托的是牌照，在行情較好時，以幾乎不變的成本獲取較高的收入，因此盈利水平較高。相比之下，重資產業(yè)務依托的是資產負債表的擴張，業(yè)務邊際成本較高，導致其ROA水平往往較低。第二，開展新業(yè)務要付出相應的固定成本。經紀業(yè)務、投行業(yè)務、資管業(yè)務等輕資產業(yè)務屬于傳統(tǒng)業(yè)務，而重資產業(yè)務尤其是資本中介類業(yè)務屬于創(chuàng)新業(yè)務，出現(xiàn)虧損的可能性較高，需要券商在風控、合規(guī)等方面付出更多精力。第三，開展重資產業(yè)務可能對輕資產業(yè)務盈利能力產生不利影響(導致RL降低)。在明確發(fā)展重資產業(yè)務后，券商內部的人力、財力會相應向重資產業(yè)務傾斜，可能會對輕資產業(yè)務產生資源擠占效應，從而降低公司輕資產業(yè)務的競爭優(yōu)勢和盈利能力。

另一方面，重資產業(yè)務也可能提高券商的盈利能力。第一，激烈的競爭導致輕資產業(yè)務邊際收益迅速降低(RL下降)。輕資產業(yè)務大多屬于高度同質化的通道業(yè)務，低價永遠是搶奪市場份額的利器，因此券商經紀業(yè)務面臨傭金戰(zhàn)、投行業(yè)務面臨承銷價格戰(zhàn)。在激烈的競爭過程中，輕資產業(yè)務的牌照價值和創(chuàng)收能力迅速降低。相比之下，重資產業(yè)務競爭較為緩和，在拓寬券商收入渠道的同時貢獻較為穩(wěn)定的收益，因此通過開展重資產業(yè)務占領業(yè)務藍海成為大量券商的選擇。第二，重資產業(yè)務可能與傳統(tǒng)輕資產業(yè)務產生協(xié)同效應。前期各類券商均著力于經紀業(yè)務的擴張，通過廣泛設立營業(yè)網點進行業(yè)務布局，積累了大量資源。開展重資產業(yè)務在帶來新利潤增長點的同時，也能一定程度上與輕資產業(yè)務在營業(yè)網點、營銷渠道、人員配置、客戶基礎等方面產生協(xié)同效應，促使輕重兩類業(yè)務相輔相成，帶動整體業(yè)績提升。

由此，本文提出如下競爭性假設：

H2a：業(yè)務重資產化會提高券商盈利能力。

H2b：業(yè)務重資產化會降低券商盈利能力。

(三)業(yè)務重資產化對券商盈利波動的影響

重資產業(yè)務凈收益(RH-CH)的標準差為σH，輕資產業(yè)務凈收益(RL-CL)的標準差為σL，二者凈收益的相關系數(shù)為ρ，則券商收益的方差σ2滿足：

由式(2)可知，重資產化(α上升)對券商盈利波動的影響關鍵取決于重資產業(yè)務和輕資產業(yè)務及其二者之間的風險特征：

一方面，重資產業(yè)務可能降低券商盈利的波動性。第一，重資產業(yè)務的波動性小于輕資產業(yè)務(σ2H＜σ2L)。輕資產業(yè)務具有“靠天吃飯”的特點，其中經紀業(yè)務高度依賴市場行情，投行業(yè)務對上市、再融資監(jiān)管政策極為敏感，資管業(yè)務對相關金融監(jiān)管政策也較為敏感，導致輕資產業(yè)務收益波動性較高。相比之下，重資產業(yè)務波動性較低。其中，信用中介業(yè)務屬于券商的“類信貸”業(yè)務，在風控有效的前提下能夠賺取穩(wěn)定的利差。同時，券商自營投資風格較為穩(wěn)健，投資組合中固定收益類投資占主導地位，風險較高的權益類投資占比較低，并且能夠通過多樣化投資分散投資風險。第二，重資產業(yè)務與輕資產業(yè)務產生風險分散效應(ρ＜1)。重資產業(yè)務和輕資產業(yè)務收益和成本的差異性特征為二者之間產生風險分散效應提供了前提。參考資產組合理論，只要兩種業(yè)務的收益率不完全相關，那么分散從事兩種業(yè)務就能起到降低總體風險的作用。通過開展重資產業(yè)務、拓展業(yè)務范圍，券商各業(yè)務“東方不亮西方亮”，抵御市場波動的能力得以提升。

另一方面，重資產業(yè)務也可能提高券商盈利的波動性。主要原因在于，重資產業(yè)務形成了新的風險源，對于風控薄弱的券商，重資產業(yè)務出現(xiàn)虧損的可能性較大。其中，資本中介業(yè)務主要帶來信用風險。信用風險是指由于交易對手、客戶、中介機構、債券發(fā)行人及其他與券商有業(yè)務往來的機構違約而造成券商損失的風險。一個典型的例子是券商股權質押業(yè)務“踩雷”，2018年多家券商因股票質押式回購業(yè)務爆發(fā)合同違約風險而大幅計提資產減值，致使凈利潤大幅下降。資本投資業(yè)務則同時面臨信用風險和市場風險。盡管券商自營投資組合大部分為債券，但近年來債券市場違約頻發(fā)，信用分層較為嚴重，增加了投資組合的信用風險。此外，自營業(yè)務普遍需要加杠桿以提升收益，客觀上會放大券商面臨的市場風險。總之，重資產業(yè)務的發(fā)展增加了券商的市場風險和信用風險敞口，可能導致盈利更大程度的波動。

由此，本文提出如下競爭性假設：

H3a：業(yè)務重資產化會減弱券商盈利波動。

H3b：業(yè)務重資產化會加劇券商盈利波動。

綜上所述，盡管可以明確業(yè)務重資產化會提高券商杠桿水平，但由于無法事先明確業(yè)務重資產化對券商盈利能力和盈利波動的影響，故本文提出如下核心假設：

HC1：業(yè)務重資產化能夠降低券商風險承擔。

HC2：業(yè)務重資產化能夠提高券商風險承擔。

四、研究設計

(一)模型設定和變量選擇

本文借鑒研究銀行風險承擔的實證文獻(Laeven and Levine，2009；徐明東，2012)[6][22]，采用Zscore這一反映機構破產風險的指標來度量券商的風險承擔2：

其中，Eta為券商凈資產與調整后總資產之比，調整后總資產為扣減客戶存款和客戶結算備付金之后的總資產3；ROA為券商的總資產收益率，為凈利潤與調整后總資產之比；ROA_sd為ROA的標準差，反映了券商盈利的波動性。借鑒Beck et al.(2013)[2]，本文采用3年滾動窗口計算ROA_sd，以增加Zscore分母的變動幅度。需要說明的是，由于Zscore的高度有偏性，本文遵循Laeven and Levine(2009)[6]的建議，對其進行取自然對數(shù)處理。由式(4)可知，Zscore反映券商整體風險承擔狀況，綜合了盈利水平、盈利波動和杠桿水平三方面信息。在回歸分析中，本文將分別考察重資產業(yè)務對Zscore三大構成部分的影響，從而進一步明確重資產業(yè)務對券商綜合風險的具體影響渠道。

為分析業(yè)務重資產化對券商風險承擔的影響，本文設定如下計量模型：

其中i=1,2,…,N表示券商個體，t=2008,…,2018表示年度，不可觀測的隨機變量αi代表個體異質性，εi,t為隨個體和時間而改變的擾動項。

核心解釋變量Ha度量了券商業(yè)務重資產化的程度。我國券商資產主要包括貨幣資金、結算備付金、融出資金、買入返售金融資產、交易類金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資、衍生金融資產等科目。其中，貨幣資金和結算備付金主要與券商經紀業(yè)務有關；融出資金和買入返售金融資產主要與券商的資本中介業(yè)務有關，前者對應兩融業(yè)務，后者對應股權質押式回購業(yè)務；交易類金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資、衍生金融資產主要與券商資本投資類業(yè)務有關，分別對應自營、直投、做市、衍生品等業(yè)務。因此，本文定義Ha=(融出資金+買入返售金融資產+交易類金融資產+可供出售金融資產+長期股權投資+衍生金融資產)/資產總計×100%4。考慮到重資產化在券商的資產負債表和利潤表上均有所體現(xiàn)，在穩(wěn)健性檢驗中本文還將基于利潤表度量重資產業(yè)務發(fā)展程度。

模型還控制了影響券商風險承擔的其他變量，包括：(1)券商規(guī)模Size，以券商調整后總資產的自然對數(shù)衡量。券商規(guī)模不同，其風險管理水平、外部監(jiān)管強度、客戶構成、融資成本等存在差異，從而影響其風險承擔。(2)大股東持股比例Shr。大股東持股比例度量了券商的股權集中度，股權集中有助于通過加強對管理層的監(jiān)督降低第一類代理問題，但也有可能加劇第二類代理問題，對于券商業(yè)績和風險的影響是不確定的。(3)國有券商虛擬變量Soe，如果實際控制人為國有性質則取1，否則取0。不同所有制的券商在經營牌照、資本實力、政策待遇上均存在較大差異，由此導致了經營業(yè)績和風險的差別。(4)券商上市虛擬變量List，在A股或者H股上市為1，否則為05。與非上市券商相比，上市券商在資本補充渠道、監(jiān)管強度、業(yè)績壓力方面存在差異，因此需要控制券商上市狀態(tài)。(5)反映證券行業(yè)市場結構的前10大券商總資產占比Cr10。根據結構-行為-績效(SCP)分析框架，市場結構能夠影響券商行為和風險承擔狀況。(6)滬深300指數(shù)年漲跌幅Mkr。股票市場行情對于券商的經紀業(yè)務、自營投資業(yè)務、融資融券和股權質押業(yè)務均會產生重要影響。此外，由于Cr10和Mkr為僅隨時間變化的時序變量，如果加入時間虛擬變量以控制時間效應，將存在完全共線性問題(劉博研和韓立巖，2010)[16]，為此本文在計量模型中加入了時間趨勢項T以捕捉模型中變量可能發(fā)生的趨勢性變化。

(二)樣本選擇和描述性統(tǒng)計

2006年起，中國證監(jiān)會要求所有券商定期披露財務報告；2007年我國開始實行新的會計準則。為保持口徑一致，本文以2007年為起始年份6，通過對行業(yè)內所有正常營業(yè)券商的數(shù)據進行整理，剔除缺乏連續(xù)4年總資產數(shù)據的券商，最終得到2007―2018年76家券商的年度非平衡面板數(shù)據，共832個有效樣本。數(shù)據來源方面，券商財務數(shù)據和股市行情數(shù)據均來源于Wind數(shù)據庫。

為防止異常值對估計結果的干擾，對連續(xù)型券商微觀特征變量在其分布的1%和99%的位置上分別進行縮尾處理。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。被解釋變量Zscore(取自然對數(shù)后)的最大值為6.805，最小值為0.138，反映出不同券商風險承擔存在較大差異。Zscore的三大構成部分中，Eta的均值超過50%，意味著我國券商的杠桿較低；ROA和ROA_sd均呈現(xiàn)標準差超過均值的特點，說明不同券商的盈利能力和盈利穩(wěn)定性存在較大差異。此外，ROA_sd的均值超過中位數(shù)，意味著部分券商盈利波動性較高。核心解釋變量重資產業(yè)務占比Ha均值為40.838%，說明平均而言樣本內券商的重資產業(yè)務占比仍然略低于輕資產業(yè)務占比，不過也有一些券商的重資產化程度較高，重資產業(yè)務占比最高達到87.051%。

圖1進一步描述了樣本券商的資產構成情況，不難發(fā)現(xiàn)一方面我國券商經歷了明顯的重資產化過程：與輕資產業(yè)務密切相關的貨幣資金和結算備付金占總資產比重逐漸降低，而與自營投資業(yè)務和資本中介業(yè)務等重資產業(yè)務相關的資產(包括融出資金、買入返售金融資產、交易性金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資)占總資產比重逐漸上升。另一方面，2012年后券商重資產化進程提速。為激發(fā)券商創(chuàng)新活力，中國證監(jiān)會各部門負責人和各券商主要負責人于2012年5月在京召開了券商創(chuàng)新發(fā)展研討會，此后一些長期制約券商業(yè)務創(chuàng)新的制度得到修改，證券行業(yè)創(chuàng)新環(huán)境明顯優(yōu)化、重資產業(yè)務快速發(fā)展，尤其是資本中介業(yè)務(主要體現(xiàn)為融出資金和買入返售金融資產)在2012年后占比提升明顯。此外，2013年后隨著互聯(lián)網金融的沖擊，經紀業(yè)務等輕資產業(yè)務競爭日趨激烈也促使券商積極尋求向重資產業(yè)務轉型。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

圖1 券商資產結構的變化趨勢

圖2進一步描述了樣本券商的Ha、Eta、ROA和ROA_sd歷年的均值走勢。其中，重資產業(yè)務占比呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(2018年略有下降)，從2008年的11.99%上升至2018年的65.81%，這與圖1顯示我國券商業(yè)務呈現(xiàn)重資產化特征是一致的。構成風險承擔指標的三大要素中，Eta整體呈下降趨勢，2012年券商創(chuàng)新大會以后加速下降，2015年金融監(jiān)管趨嚴后則基本保持平穩(wěn)；ROA則從2008―2009年10%以上的高位水平波動下降，其中2015年出現(xiàn)了一次小的高峰，可能與當年上半年的牛市有關；與ROA走勢基本一致，ROA_sd也呈現(xiàn)波動下降的趨勢。

五、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表2中(1)～(2)列匯報了模型(4)的基準回歸結果。其中，Ha系數(shù)符號為正且均在1%水平下顯著，說明重資產業(yè)務占比越高，券商風險承擔越低。經濟顯著性方面，根據表2后三行的計算可知，如果以第(2)列的估計結果為準，重資產業(yè)務上升1個標準差，將帶來Zscore上升0.46個標準差，相當于其均值上升了20.95%。可見，無論以被解釋變量的均值還是標準差進行衡量，一個單位重資產業(yè)務占比標準差的變化均會對券商風險承擔產生顯著的影響。總之，業(yè)務重資產化能夠降低券商風險承擔，假設HC1得到證實。不過，要明確業(yè)務重資產化究竟通過何種渠道影響券商風險承擔，還需要細分Zscore的構成因素。

圖2 券商風險承擔構成要素的走勢

在以Eta為被解釋變量的(3)～(4)列回歸結果中，重資產業(yè)務顯著地降低了券商的股東權益比，反映出重資產業(yè)務的加杠桿效應，從而支持了研究假設H1。原因在于：一方面，我國券商杠桿普遍偏低，與監(jiān)管部門所規(guī)定的杠桿上限相比，尚存在較大的加杠桿空間；另一方面，融資融券、股權質押等資本中介業(yè)務天然具有加杠桿效應，在對券商提出加杠桿需求的同時，也為券商提供了加杠桿工具。

在以ROA為被解釋變量的(5)～(6)列回歸結果中，重資產業(yè)務顯著地降低了券商的總資產收益率，支持了研究假設H2a。盡管近年來券商經紀業(yè)務、投行業(yè)務競爭激烈，導致輕資產業(yè)務的邊際收益降低，但由于輕資產業(yè)務的邊際成本較低，輕資產業(yè)務仍能保持相對較高的ROA。此外，近年來證監(jiān)會下發(fā)多份文件，也在一定程度上抑制了券商行業(yè)的低收費價格戰(zhàn)，阻止了輕資產業(yè)務邊際收益的快速下滑7。相比之下，開展重資產業(yè)務的成本較高：除了開展重資產業(yè)務帶來的固定成本外，我國券商的融資成本較商業(yè)銀行、保險公司更高，這意味著開展重資產業(yè)務的可變成本(資金成本)較高。總之，重資產業(yè)務較高的邊際成本決定了開展重資產業(yè)務會降低券商的ROA，這也在一定程度上解釋了重資產業(yè)務的加杠桿效應：由于重資產業(yè)務降低了ROA，券商只有通過加杠桿才能防止ROE快速下滑8。

表2 基準模型估計結果

在以ROA_sd為被解釋變量的(7)～(8)列回歸結果中，重資產業(yè)務顯著降低了券商盈利的波動性，支持了研究假設H3a。可能的原因在于：一方面，與輕資產業(yè)務相比，重資產業(yè)務本身風險較低。其中，資本中介業(yè)務作為類信貸資產，能夠較為穩(wěn)定地賺取“利差”；自營投資業(yè)務主要投資債券類資產，通過分散投資和采用一定的對沖策略，其收益的穩(wěn)定性高于高度依賴股市行情的經紀業(yè)務。另一方面，重資產業(yè)務與輕資產業(yè)務能夠產生風險分散效應，輕重兩類業(yè)務的風險收益特征存在較大差異，為重資產業(yè)務與輕資產業(yè)務產生風險分散效應提供了條件。

控制變量方面，規(guī)模Size較大的券商資產收益率較低，但同時盈利波動性也較小；上市虛擬變量List有助于提高股東權益比，主要是因為上市券商的股權融資渠道更廣、資本補充能力更強；在證券業(yè)市場集中度Cr10上升的同時，多數(shù)券商的市場份額受到擠壓，感受到更大的競爭壓力，從而提高了風險承擔；Mkr越高意味著股市行情越好，券商盈利越高、盈利波動性越低。

綜上所述，券商業(yè)務重資產化盡管會降低盈利能力、提高杠桿水平，但由于其能夠更大程度地降低盈利波動性，因而綜合效果是降低了券商的風險承擔。這一發(fā)現(xiàn)不僅理清了重資產業(yè)務對券商綜合風險的作用機制，還有助于回答“金融機構業(yè)務多元化如何影響其風險”這一重要問題。我國券商初始的業(yè)務主要為經紀業(yè)務、投行業(yè)務等輕資產業(yè)務，重資產業(yè)務占比上升實際上意味著券商業(yè)務多元化程度上升。因此，本文發(fā)現(xiàn)重資產業(yè)務會降低券商風險，也就意味著券商業(yè)務多元化會降低其風險。這與國內商業(yè)銀行多元化風險效應方面的實證研究結果有所不同：基于國內銀行樣本的研究大多發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)務多元化未能降低銀行風險，甚至增加了銀行風險(張雪蘭，2011；周開國和李琳，2011)[25][27]。券商的多元化是由輕資產業(yè)務占主導到重資產業(yè)務逐漸崛起的多元化，而銀行的多元化是由重資產業(yè)務向輕資產業(yè)務的多元化，二者的多元化方向恰好相反。可見，在分析業(yè)務多元化對金融機構風險的影響時，有必要區(qū)分重資產化引致的多元化和輕資產化引致的多元化。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換關鍵變量

被解釋變量券商風險承擔方面，一是借鑒Lepetit et al.(2008)[7]、李明輝等(2014)[15]，將Zscore拆分為Ersd=Eta/ROA_sd和Rrsd=ROA/ROA_sd兩部分，前者反映了券商利用存量資本覆蓋經營風險的能力，后者反映了券商利用增量的盈利覆蓋經營風險的能力；二是調整了Zscore的計算方法，包括采用3年平均的資產收益率和股東權益比重新計算Zscore和基于ROA連續(xù)5年滾動標準差重新計算Zscore：

核心解釋變量券商業(yè)務重資產化程度方面，一是基于利潤表重新計算重資產業(yè)務發(fā)展程度。輕資產業(yè)務主要帶來手續(xù)費和傭金，而重資產業(yè)務主要帶來利息收入、投資收益、公允價值變動損益，因此本文還基于券商利潤表，從收入類型的角度，將重資產業(yè)務發(fā)展程度定義為：Hp=重資產業(yè)務帶來的收入/營業(yè)收入=(利息凈收入+投資收益+公允價值變動損益-聯(lián)營合營企業(yè)投資收益)/營業(yè)收入。二是將重資產業(yè)務分為資本投資業(yè)務和資本中介業(yè)務兩種類型。資本投資業(yè)務主要以投資為目的，包括自營、直接投資和另類投資等業(yè)務，盈利模式為資產的投資收益，在資產負債表上體現(xiàn)為交易類金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資、衍生金融資產等科目，記資本投資業(yè)務占總資產比重為Hai。資本中介業(yè)務主要以服務客戶為目的，包括融資融券、約定/質押式回購、參與發(fā)行資管或信托產品、證券做市等資本借貸及做市服務，盈利模式為賺取利息差或做市價差，在資產負債表上體現(xiàn)為融出資金和買入返售金融資產科目，記資本中介業(yè)務占總資產比重為Ham。

表3中(1)～(2)列回歸結果顯示，隨著重資產業(yè)務占比上升，券商使用存量資本Ersd和增量盈利Rrsd覆蓋盈利波動的能力均有所上升。結合表2中(3)～(8)列回歸結果可知，其原因并非重資產業(yè)務提升了券商的權益資產比(Eta)或資產收益率(ROA)，而是因為重資產業(yè)務降低了券商的盈利波動性。表3中(3)～(4)列基于新的Zscore進行回歸，Ha的估計系數(shù)在1%水平下保持顯著為正。表3中(5)～(8)列顯示，基于利潤表的重資產業(yè)務占比指標Hp估計系數(shù)與表2回歸結果是一致的，再次支持了重資產業(yè)務一方面提高券商杠桿(降低Eta)、降低券商盈利能力(降低ROA)，另一方面降低券商盈利波動性(降低ROA_sd)，并且其綜合效果是降低券商總體風險承擔。

表3 替換被解釋變量和核心解釋變量的回歸結果

表4 細分資本投資業(yè)務和資本中介業(yè)務的回歸結果

表4中(1)～(4)列和(5)-(8)列分別匯報了資本投資業(yè)務和資本中介業(yè)務對券商風險承擔及其分項構成的影響，結果表明兩類重資產業(yè)務均會降低券商權益比率、盈利能力和盈利波動，并且具有降低券商風險承擔的綜合效應。總之，更換核心解釋變量和被解釋變量的度量指標并不改變基本結論，顯示估計結果比較穩(wěn)健。

2.變更控制變量

表2回歸中控制了一系列券商微觀特征變量、證券行業(yè)市場結構、市場行情變量、時間趨勢項和個體固定效應。一方面，考慮到模型中可能存在其他不可觀測的、隨時間變化的影響因素，因此以時間固定效應替換證券行業(yè)市場結構、市場行情變量和時間趨勢項，相應的回歸結果見表5中(1)～(4)列。另一方面，考慮到Zscore和權益資產比Eta、總資產收益率ROA存在相關性，而基準回歸中并未控制Eta和ROA，為了緩解可能存在的遺漏變量問題，此處在回歸中加入滯后一期的Eta和ROA：在以Zscore和ROA_sd為被解釋變量時，同時加入Etai,t-1和ROAi,t-1作為控制變量；在以ROA(Eta)為被解釋變量時，則僅加入Etai,t-1(ROAi,t-1)，以避免加入被解釋滯后項帶來的內生性問題，相應的回歸結果見表5中(5)～(8)列。與表2相比，表5各列回歸中Ha系數(shù)大小有所改變，但其符號和顯著性與表2一致，說明新增控制變量不改變本文的基本結論。

表5 變更控制變量的回歸結果

3.考慮被解釋變量的滯后性

現(xiàn)實中券商的風險可能由于券商的風險平滑行為而具有一定的持續(xù)性，即當期風險承擔受到前期風險承擔的影響。同樣地，其杠桿(盈利)水平均可能受前期杠桿(盈利)水平的影響。刻畫這種情形需要在基準模型中加入被解釋變量的滯后項Yi,t-1，從而得到動態(tài)面板模型。由于本文樣本呈現(xiàn)“大N小T”的特征，適合采用差分GMM方法或系統(tǒng)GMM方法。由于差分GMM會造成一定的樣本信息損失，系數(shù)估計的有效性會有所降低，而系統(tǒng)GMM同時估計包含變量水平值的原估計方程與進行一階差分后的方程，較差分GMM更為有效(Blundell and Bond，1998)[3]，故本文將選擇系統(tǒng)GMM，并遵循Windmeijer(2005)[8]的建議采用兩步糾偏GMM進行估計。

在估計過程中，本文設定上市狀態(tài)、產權性質、市場結構、股票市場行情和年度趨勢變量為外生變量，規(guī)模和大股東持股比例為前定變量，Yi,t-1和Hai,t-1為內生變量。為避免因工具變量過多導致自由度大幅降低，本文限定最多使用變量的滯后2期作為工具變量。為確保模型估計有效性，在運用GMM方法時須進行擾動項自相關檢驗和過度識別檢驗9。表6列示了動態(tài)面板估計結果。各列回歸中，Sargan檢驗無法拒絕所有工具變量有效的原假設。不過在第(1)列以Zscore為被解釋變量的回歸中，序列相關檢驗無法在5%水平下拒絕擾動項的差分存在二階自相關的原假設，這顯示出相應的模型可能并不適合使用系統(tǒng)GMM進行估計。不過作為穩(wěn)健性檢驗的一部分，匯報其估計結果仍有必要性。本文重點關注Ha的估計系數(shù)，結果表明，Ha對Zscore具有顯著的正向影響，對Eta、ROA和ROA_sd具有顯著的負向影響，與基準回歸結果一致。

六、進一步分析

前述分析主要回答了“重資產化是否影響券商風險承擔”以及“重資產化如何影響券商風險承擔”，明確了重資產業(yè)務一方面降低了券商盈利能力、提高了券商杠桿，但另一方面更大程度地降低了券商盈利波動性，從而具有降低券商風險承擔的綜合效果。本部分進一步探討“重資產業(yè)務對風險承擔的影響是否存在非線性效應”和“重資產業(yè)務對風險承擔的影響在不同規(guī)模券商中是否存在差異”兩個問題。

(一)重資產業(yè)務對券商風險承擔影響的非線性效應

基準回歸中考察了重資產業(yè)務對券商風險承擔的平均影響，發(fā)現(xiàn)平均而言券商開展重資產業(yè)務能夠通過降低盈利波動性而降低風險承擔。DeYoung and Rice(2004)[4]和Baele et al.(2007)[1]發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行非利息業(yè)務對銀行風險承擔存在非單調影響，在達到最優(yōu)閾值之前會降低銀行風險，而一旦超過就會提高銀行風險。作為類比，券商開展重資產業(yè)務對其風險是否也存在非單調影響？為回答這一問題，本文在基準模型中加入核心解釋變量的二次項，相應的回歸結果見表7。

表6 動態(tài)面板估計結果

第(1)列回歸結果中，Ha系數(shù)為正，Ha二次項系數(shù)為負，說明Ha對Zscore存在倒U型影響：在到達一定閾值之前，重資產業(yè)務有助于降低風險承擔；而超過閾值后，重資產業(yè)務將反過來增加風險承擔。計算表明，這一閾值對應的Ha*為65.62%，該值處于樣本Ha的85%-88%分位數(shù)之間，超過4/5的樣本處于倒U型曲線的上升側，說明絕大多數(shù)券商提升重資產業(yè)務占比有助于降低風險，但也有少數(shù)券商過度開展重資產業(yè)務，反而提高了風險承擔，即一味開展重資產業(yè)務而過度忽視輕資產業(yè)務有損券商的穩(wěn)健性。以Eta為被解釋變量的第(2)列回歸結果中Ha的二次項不顯著，意味著Ha對權益資產比具有單調的負向影響，即開展重資產業(yè)務一定會產生加杠桿效應。第(3)、(4)列回歸結果中，Ha二次項的系數(shù)呈現(xiàn)出統(tǒng)一的U型模式，即重資產業(yè)務在一定閾值內會降低總資產收益率和收益率波動性，但超過一定閾值后則會起到提升作用。具體而言：當Ha超過56.47%后，Ha開始對ROA具有正向影響。位于U型曲線拐點右側的Ha主要分布在2015年后，這段時間內券商的輕資產業(yè)務競爭尤為激烈，重資產業(yè)務的相對優(yōu)勢得以體現(xiàn)。當Ha超過50.39%后，Ha開始對ROA_sd具有正向影響，其原因在于，當重資產業(yè)務成為券商占絕對主導地位的業(yè)務類型后，繼續(xù)提升重資產業(yè)務占比可能偏離“最小方差組合”，而不利于發(fā)揮風險分散效應。綜合表7的回歸結果，從最小化券商風險的角度出發(fā)，券商合理的業(yè)務結構應是：重資產業(yè)務占主導地位、重資產業(yè)務和輕資產業(yè)務均衡發(fā)展。

表7 重資產業(yè)務對券商風險承擔的非線性影響

(二)重資產業(yè)務對風險承擔影響的規(guī)模異質性

在研究商業(yè)銀行多元化風險后果的文獻中，一些學者發(fā)現(xiàn)銀行規(guī)模是影響多元化經營的風險效應的關鍵因素：Hidayat et al.(2012)[5]發(fā)現(xiàn)大中型商業(yè)銀行非利息收入占比提升加大了銀行風險，而Lepetit et al.(2008)[7]卻發(fā)現(xiàn)在規(guī)模較小的銀行中，非利息收入對銀行經營風險的提升效應更強。那么，券商開展重資產業(yè)務對其風險的影響是否也依賴于券商的規(guī)模呢？

現(xiàn)實中，我國證券行業(yè)競爭格局發(fā)生了積極變化，行業(yè)同質化競爭現(xiàn)象有所改善，差異化發(fā)展特征逐步顯現(xiàn)。其中，規(guī)模較大的券商大多堅持以打造綜合性券商為戰(zhàn)略目標，而中小型券商開始根據自身情況實施差異化發(fā)展戰(zhàn)略，加強業(yè)務聚焦，打造專業(yè)化、特色化競爭優(yōu)勢。考慮到大型券商和中小型券商的發(fā)展戰(zhàn)略、風控能力、業(yè)務范圍、客戶構成、融資渠道、融資成本等方面的重要差異，不同規(guī)模券商在開展重資產業(yè)務時帶來的風險后果可能存在差異。

本文通過分組回歸對此進行檢驗，逐年對券商調整后總資產的自然對數(shù)Size進行排序，并分別把低于和高于Size中位數(shù)的樣本作為小規(guī)模組和大規(guī)模組10。表8列示了分組回歸結果，對比規(guī)模較小和規(guī)模較大兩組中Ha的系數(shù)和顯著性，可知無論規(guī)模大小，重資產業(yè)務均會降低盈利能力、提升券商杠桿，但重資產業(yè)務只有在規(guī)模較大的券商中才能降低盈利波動性和降低總體風險承擔。其原因在于，一方面，大券商在人力、資金、品牌、風控等方面有堅實基礎，在轉型發(fā)展過程中抵御風險能力更強11。相比之下，小券商的資本相對匱乏、人才儲備不足、經營管理規(guī)范性不夠、風控能力相對薄弱，開展創(chuàng)新性重資產業(yè)務時容易出現(xiàn)風險，造成經營業(yè)績的大幅波動。另一方面，大券商業(yè)務種類更為豐富，開展重資產業(yè)務的過程中可以更好地實現(xiàn)重資產業(yè)務之間、重資產和輕資產業(yè)務之間的風險分散效應；而對于小券商來說，其業(yè)務范圍往往較為狹隘，只能開展某些重資產業(yè)務，不能充分發(fā)揮風險分散效應。

七、結論與啟示

當前，證券業(yè)作為支撐中國資本市場發(fā)展的重要金融服務產業(yè)，正在加快業(yè)務轉型、拓展業(yè)務范圍，在此過程中券商重資產業(yè)務不斷發(fā)展。本文實證檢驗我國券商業(yè)務重資產化對其風險承擔的影響，基于2007―2018年76家券商樣本的回歸結果顯示：(1)業(yè)務重資產化降低了券商的風險承擔水平；細分影響渠道發(fā)現(xiàn)，重資產業(yè)務盡管會提升券商的杠桿水平、降低券商的盈利能力，但同時會在更大程度上降低券商的盈利波動性，其綜合效應為降低了券商的風險承擔水平。(2)業(yè)務重資產化對風險承擔具有非單調影響，在達到最優(yōu)閾值之前會降低券商風險，而一旦超過相應閾值就會提高券商風險。(3)業(yè)務重資產化對風險承擔的降低作用依賴于券商規(guī)模，只有在規(guī)模較大的券商中，重資產業(yè)務才能降低盈利波動性從而降低風險承擔。

基于上述研究結論，本文提出的政策建議可以概括為“鼓勵證券公司根據自身情況適度開展重資產業(yè)務”：

第一，鼓勵證券公司開展重資產業(yè)務。傳統(tǒng)輕資產業(yè)務的激烈競爭為證券公司向重資產業(yè)務轉型提供了內在驅動力，但如果轉型重資產業(yè)務的過程中積聚大量風險，證券公司貿然開展重資產業(yè)務可能得不償失。本文研究結論表明，重資產業(yè)務具有降低證券公司風險的綜合效果，一定程度上緩解了上述擔憂。開展重資產業(yè)務有助于證券公司在風險可控前提下優(yōu)化業(yè)務結構、提高資本市場綜合金融服務能力。因此，監(jiān)管部門應進一步為證券公司業(yè)務的重資產化創(chuàng)造有利的外部環(huán)境：一方面通過全面深化資本市場改革，從資本市場擴容、參與主體結構優(yōu)化以及交易工具種類豐富等渠道提升市場對重資產業(yè)務的需求；另一方面應調整和完善以凈資本為核心的風控管理制度，逐步放開證券公司的杠桿空間，同時進一步拓寬證券公司融資渠道，提升證券公司對重資產業(yè)務的供給能力。

第二，證券公司應根據自身情況開展重資產業(yè)務。一味地開展重資產業(yè)務并不是所有證券公司都適合的發(fā)展路線。雖然重資產化是證券行業(yè)發(fā)展的必然趨勢，但對于不同規(guī)模的證券公司而言，重資產業(yè)務對券商風險承擔的影響不盡相同。本文研究表明，只有對規(guī)模較大的證券公司，重資產業(yè)務才能有效降低盈利波動從而降低風險承擔。因此，規(guī)模較小、風險管理能力和風險承受能力較差的小型證券公司尤其應該避免盲目發(fā)展和開拓重資產業(yè)務，而是要結合自身實際情況穩(wěn)扎穩(wěn)打，對現(xiàn)有業(yè)務領域精耕細作，打造差異化的競爭優(yōu)勢。

第三，證券公司應適度開展重資產業(yè)務。在評價重資產業(yè)務的經濟后果時，應綜合考慮該業(yè)務對證券公司盈利水平、杠桿水平和盈利波動的影響。本文研究結論表明，盡管從風險控制的角度，重資產業(yè)務的綜合效應利大于弊，但也不應忽視重資產業(yè)務對盈利和杠桿的不利影響。尤其是在重資產業(yè)務成為證券公司占絕對主導地位的業(yè)務類型后，繼續(xù)提升重資產業(yè)務占比帶來的負面效應將占據上風。因此，證券公司不應一味開展重資產業(yè)務而忽視輕資產業(yè)務，合理的業(yè)務結構應該是重資產業(yè)務占主導，輕重兩類業(yè)務均衡發(fā)展。

注釋

1. 范圍經濟效應即：隨著證券公司業(yè)務經營范圍的擴大，單位產品成本呈現(xiàn)下降趨勢。

2. 度量金融機構風險的常見指標包括Zscore、風險資產占比、不良貸款率、預期違約頻率等。這些指標中，證券公司缺乏與風險資產占比、不良貸款率相對應的指標，而預期違約頻率只能用于測度上市機構的風險承擔，而本文樣本包含大量非上市證券公司。因此，本文最終選擇Zscore測度證券公司風險承擔。

3. 客戶存款和客戶備付金來源于證券公司的經紀業(yè)務，是由于銀證分賬、結算準備等監(jiān)管要求而產生的資產，對應的負債科目為代理買賣證券款。對于上述資產，證券公司并無實質決策權，故而在計算證券公司杠桿、盈利能力時，需要使用調整后總資產。

4. 對于其中科目存在的缺失值，本文用0代替。

5. 考慮到目前新三板市場尚不成熟，在融資功能、估值水平等方面與主板存在較大差距，因此暫不將新三板上市證券公司納入上市證券公司行列，“是否上市”的確定標準僅為A、H股上市。

6. 由于缺乏起始年份(2007年)的ROA_sd數(shù)據，故被解釋變量Zscore實際上從2008年開始。

7. 中國證券會2014年4月25日下發(fā)《關于進一步規(guī)范證券經紀業(yè)務活動有關事項的通知》要求加強傭金費率管理，明確嚴禁低于成本傭金率；2018年3月23日下發(fā)《證券公司投資銀行類業(yè)務內部控制指引》規(guī)定，證券公司在開展投資銀行類業(yè)務時，應當在綜合評估項目執(zhí)行成本基礎上合理確定報價，不得存在違反公平競爭、破壞市場秩序等行為。

8. 在未匯報的回歸結果中，本文發(fā)現(xiàn)重資產業(yè)務對于證券公司ROE具有不顯著的負向影響，說明在重資產業(yè)務降低ROA的情況下采取加杠桿策略起到了防止ROE明顯下降的效果。

9. 采用Sargan檢驗判斷工具變量的有效性，零假設是工具變量的選取是有效的；以一階差分轉換方程殘差的二階序列相關檢驗AR(2)來判斷原方程擾動項是否相關，零假設為不存在二階自相關。

10. 另一種分類方法是先計算各證券公司歷年規(guī)模的均值，然后對證券公司歷年規(guī)模均值排序，在此基礎將樣本分為規(guī)模較大組和規(guī)模較小組，采取這種分類方法得到的結果與正文回歸結果是一致的。

11. 從2010年以來的歷年證券公司分類評級結果可知，能夠獲得AA級的證券公司大多是頭部大證券公司，這與大證券公司較強的風險管理能力、較高的合規(guī)管理水平和市場競爭力密不可分。