商業銀行參與信貸資產證券化的動因研究

何 涌，修宇雯

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

0 引言

資產證券化作為現代金融的重要組成部分，是20 世紀的金融活動創新之一，同時也是美國次貸危機出現的重要誘因之一，美國證券機構雖然在已經了解抵押貸款質量出現問題的情況下，但是仍然準許大量貸款進入證券化市場，這促成了所謂的“虛假繁榮”現象的出現[1]。這種有兩面性的金融工具發展傳播速度很快，于2005 年進入中國市場，而后由于受到美國次貸危機的影響，其發展陷入停滯期，于2012 年才開始重新啟動，能夠再次重啟也說明政策的制定者和市場的參與者都認同資產證券化的利大于弊。但是，重新啟動后，國內各大銀行并沒有急于推廣資產證券化，尤其是信貸資產證券化，即使參與但參與度也參差不齊。這說明：一方面，中國的商業銀行面對新型的金融工具可能更為理性；另一方面，也可能是由于信貸資產證券化的吸引力不足。與歐美國家的銀行信貸資產證券化相比，我國在該領域還處于起步階段，但信貸資產證券化也逐漸被商業銀行接納，未來會有廣闊的前景。

作為新興金融工具，各類金融機構出于不同動因相繼發展信貸資產證券化業務，主要有以下幾個方面：流動性管理需求、盈利驅動、監管資本套利動因、信用風險轉移等。國內外學者的研究主流是采用美國銀行數據進行分析，研究結果表明流動性管理是大多數銀行進行資產證券化的主要動因。然而，近年來我國學者采用中國商業銀行數據進行分析，發現銀行參與信貸資產證券化并不是因為流動性管理目的，而是出于盈利能力、監管政策等動因。譬如，鄒曉梅等[2]將美國商業銀行2001—2011 年間的季度數據分組，實證分析了銀行從事證券化活動的程度對銀行凈資產收益率的影響，結果表明，資產證券化有助于提高商業銀行的凈資產收益率，從而得出盈利能力才是最主要動因的結論。劉紅霞等[3]選取了商業銀行2005—2015 年資產證券化數據，首次利用probit 模型對我國商業銀行證券化動因進行了實證分析，發現商業銀行進行信貸資產證券化的主導因素是監管推動，流動性管理需求不強烈則是商業銀行資產證券化動力不足的主要原因。

目前，由于各類商業銀行性質不同，財務狀況有所差別，參與信貸資產證券化的動因也可能會有所區別；而且少有學者利用我國商業銀行數據對參與信貸資產證券化的動因進行實證分析。因此，本研究擬通過建立非平衡面板模型，利用中國商業銀行數據以實證分析它們參與信貸資產化的動因。這有比較重要的理論意義，其能夠為銀行業務結構的調整奠定基礎，也能為監管部門政策的制定提供依據，同時為投資者選擇適合自身的產品提供指導，因此，本模型的研究還具有一定的現實意義。

1 文獻綜述

資產證券化在歐美國家起步較早，研究相對成熟，但是國外學者習慣通過理論假設進行實證分析，而我國資產證券化起步較晚，且經歷過停滯期后才恢復試點，導致相關研究也起步較晚，許多學者采用美國銀行數據，選擇對信貸資產證券化進行理論分析。本研究從商業銀行參與信貸資產證券化的動因角度梳理相關文獻，可概括為4 個方面。

1.1 流動性管理動因

商業銀行通過資產證券化緩解長期困擾其發展的資產與負債期限錯配狀況，降低融資成本，在不增加商業銀行自身負債的基礎上提升其流動性。王志強等[4]通過搜集和分析美國銀行資產證券化的數據，實證說明資產證券化數量的變化與流動性緊密相關，可以視為銀行進行流動性管理的一種措施；張勝松等[5]通過構建二元離散型選擇模型，研究了參與信貸資產證券化的顯著因子，發現改善流動性是主要動因。李志輝等[6]通過實證分析發現資產證券化可以拓寬商業銀行的融資渠道，提升信貸資產的流動性，改善銀行的收益狀況，降低銀行的風險水平。但許爭等[7]通過研究中國商業銀行自金融危機以來資產方的市場流動性風險和負債方的融資流動性風險，發現銀行資產風險過大，而非優質資產，無法將其及時售出變現。

1.2 改善經營能力動因

改善經營能力動因是被廣泛接受的動因之一，A.C.Hess 等[8]提出，資產證券化能夠使商業銀行可自由支配的流動資產增加，進而提高經營效率和盈利能力；郭子增等[9]研究發現，商業銀行選擇資產證券化的主要動因是改善盈利能力和資產質量；B.Buchanan[10]認為資產證券化有利于銀行加速抵押貸款發放，從而成為商業銀行增加收入的新渠道；M.J.Flannery[11]指出，商業銀行可以通過證券化優化貸款投資組合回報，開發更多有利可圖的業務；曹彬[12]通過引用“證券化指數”實證分析了信貸資產證券化對商業銀行的影響，發現信貸資產證券化對規模較大銀行的盈利能力無影響，而對規模較小的銀行具有顯著正向影響；高蓓等[13]對比分析美國資產證券化后，分別對我國商業銀行利潤動機和資本約束動機的信貸資產證券化提出建議。當然，除了對美國銀行研究以外，還有學者研究了歐洲國家商業銀行參與的動因，例如M.Affinito 以意大利商業銀行[14]、C.Cardone-riportella[15]以西班牙銀行為樣本進行了研究，同樣發現改善經營能力是主要動因。

1.3 信用風險轉移動因

多數學者相信銀行信貸資產證券化可提升自身風險轉移的能力，銀行將自身的信貸資產通過打包組合的方式投入資產池，在市場出售，從而將風險轉移給投資者。G.Goton 等[16]發現資產證券化的雙向選擇讓風險較低的銀行更愿意開拓資產證券化業務；針對中國商業銀行不良貸款的飆升問題，陳凌白[17]指出，將不良資產通過證券化這一更為市場化和批量化的方式從銀行的資產負債表轉移出去，能夠有效緩解商業銀行累積的信用風險，新的風險分散工具使銀行通過將貸款轉移給杠桿更低的機構從而剝離他們大量的信用風險。但V.V.Acharya 等[18]發現銀行愿意為信托機構提供隱性擔保，并且在金融危機中，銀行未能規避信用風險；宋永明[19]認為，資產證券化業務并沒有有效轉移或分散銀行風險，實際上，銀行利用證券化工具繞過資本監管，通過高質量貸款證券化降低了銀行監管資本要求，但同時導致信用風險持續積累；在風險層面，吳成頌等[20]認為資產證券化能有效降低銀行的系統性風險。

1.4 監管資本套利動因

《巴塞爾協議Ⅰ》和《巴塞爾協議Ⅱ》中相關條款提到，銀行通過修飾資產負債表來達到國家的監管要求，雖然《巴塞爾協議Ⅱ》更加細化了這方面的條款，但銀行仍然可以通過資產證券化實現資本套利，它們利用國家政策漏洞以實現資本套利或者規避風險。宋明等[21]在梳理信貸資產證券化風險自留內生邏輯的基礎上，對風險自留監管的國外經驗與國內實踐進行了對比分析，發現中國風險自留監管規則存在的問題和不足，并提出了相應的建議。但是李杰等[22]通過實證檢驗發現，銀行通過資產證券化行為套利的可能性很小，并且各銀行間的套利可能性有限，郭麗用等[23]通過回歸模型也實證了這一觀點。

上述動因是該行業研究的重點，由于學者采用的理論依據或研究方法有所差異，甚至各國學者所處宏觀環境有所不同，因此研究動因的結論可能不一致。除此之外，有學者從其他角度研究了商業銀行參與資產證券化的動因，例如改善經營能力、信息不對稱假說等。但不難發現，暫時沒有學者從銀行分類的角度來探討商業銀行參與信貸資產證券化的動因，是否各類型銀行參與的動因會有所不同？哪些因素會成為某一類型銀行的主要動因？本研究試圖從銀行分類角度實證分析國有控股銀行、股份制銀行和城市商業銀行分別參與信貸資產證券化的各種動因，力求填補這一空白。

2 研究設計

2.1 數據來源

由于信貸資產證券化于2012 年才在國內重啟試點，前兩年參與該業務的商業銀行數量較少，因此選取2014—2018 年近5 a 商業銀行的數據進行分析，信貸資產證券化業務數據來自萬德數據庫，商業銀行財務數據來自國泰安數據庫和Bankscope 數據庫，但其中有部分數據缺失，均逐一查找相關銀行年報進行填補。由于政策性銀行較為特殊，而農村商業銀行多數數據缺失，所以選取較為有代表性的國有控股銀行、股份制銀行、城市商業銀行這3 類進行分析，通過篩選保留了44 家商業銀行，共計220 個樣本，樣本都具有廣泛代表性，并且所有銀行在近5 a 均參與了信貸資產證券化產品的發行。

2.2 模型設定

為進一步研究分析各類商業銀行參與信貸資產證券化的主要動因，引入商業銀行資產證券化變量作為被解釋變量，運用Stata 計量軟件，通過構建非平衡面板模型考察各類銀行進行資產證券化的區別，模型如下：

其中：i=1,2,…,N，為樣本中商業銀行個數，t為各個時期；

Controls為控制變量，即文中的資產情況和宏觀經濟對應的變量；

β1～β8為各變量的系數；

μ為隨機擾動項；

c為常數。

2.3 變量設計

本研究的變量設計為被解釋變量、解釋變量、控制變量3 種類型。

1）被解釋變量。本研究中選取信貸資產證券化參與程度（credit assets securitization，SEC）作為被解釋變量，其值為用當年銀行發行信貸資產的金額除以銀行當年總資產。

2）解釋變量。分別以4 個動因作為解釋變量，其中，流動性管理動因選取流動性比例（liquidity，LIQ）與貸存比（loan to deposit，DL）作為解釋指標；改善經營能力動因以加權平均凈資產收益率（return on average equity，ROAE）與成本收入比（cost to income ratio，CIR）為指標。雖然大多數文獻采用凈資產收益率作為衡量商業銀行盈利的指標，但加權平均凈資產收益率更加嚴謹，且目前多數銀行在年報中也會披露該指標，所以選取這一代表性指標來判斷動因?？偨Y之前文獻可以發現，不良貸款率上升時，銀行通過資產證券化方式將不良資產打包賣出以降低不良貸款率（non-performing loan，NPL），凈利息收入所占比例能反映經營模式，即會對銀行信用風險和收益有所反映。因此，選取不良貸款率（NPL）和凈利息收入（net interest income，NII）作為信用風險轉移動因的判斷指標。降低加權風險資產以提高核心一級資本充足率（core tier 1 capital，Tier1）是監管資本套利動因的主要觀點，因而能夠通過核心一級資本充足率這一指標來說明商業銀行參與信貸資產證券化是否出于監管資本套利動因。

3）控制變量。在控制變量中，資產規模（assets，ASS）用總資產的自然對數表示，這也是多數文獻的普遍做法。宏觀經濟一般以取對數的方式來表示，因此LGDP和LM2分別為國內生產總值（gross domestic product，GDP） 和貨幣供應量（money supply，M2）的自然對數，這分別是我國衡量經濟發展和國家貨幣政策情況的主要指標。

各類控制變量的名稱以及變量符號的定義如表1所示。

表1 變量定義Table 1 Variable definition

2.4 單位根檢驗

模型建立之后需要進行單位根檢驗，以判斷變量的平穩性。本研究采用LLC 檢驗、ADF 檢驗、PP 檢驗方法對變量進行一階滯后平穩性檢驗，原假設H0為變量存在單位根，備擇假設H1為不存在單位根。檢驗結果如表2 所示。

表2 單位根檢驗結果Table 2 Unit root test results

分析表2 的數據可知，有兩種以上的檢驗方法對應的P值小于0.05，即LLC 檢驗和PP 檢驗，在5%的顯著性水平下拒絕原假設H0，說明這8 個變量均保持平穩性，可以使用原模型進行分析。

2.5 描述性統計

運用Stata 軟件對樣本進行統計和分析，描述性統計結果如附表1 所示。

分析附表1 數據可以得知，220 家商業銀行參與信貸資產證券化的程度是2.885‰，其中，國有控股銀行和股份制銀行均未達到平均值，國有控股銀行最低，城市商業銀行平均值最大，為3.286‰。造成這一現象的原因，可能是國有控股銀行的資產規模比股份制銀行，尤其是城市商業銀行要大。商業銀行參與信貸資產證券化的最小值全為0，主要是由于各年份均有銀行未參與信貸資產證券化發行，尤其是試點初期，這種情況比較多。而最大值為3.478 7%來自于華融湘江銀行2015 年的數據。從標準差來看，城市商業銀行的標準差最大，接近6‰的水平，各類商業銀行中，這組數據參與信貸資產證券化的差距較大。在一些核心指標中，有些銀行指標未達到監管要求，造成標準差較大，但是整體來說，標準差基本控制在15%以內，大部分控制在10%以內，說明各組內商業銀行的差別不會過大，可以進行分類。

3 實證分析研究

3.1 F 檢驗和LM 檢驗

通過F 檢驗和LM 檢驗確定樣本模型，所得結果如表3 和表4 所示，分析表3 數據可以得知，所有樣本P值均大于0.1，未達到10%的顯著水平，所以拒絕原假設，支持混合效應模型。

表3 F 檢驗結果Table 3 Results of F test

表4 LM 檢驗結果Table 4 Results of LM test

再如表4 所示，LM 檢驗中，所有樣本P值大于0.1，無法在10%的顯著性水平上，拒絕原假設。故也支持混合效應模型。

3.2 回歸結果分析

根據F 檢驗和LM 檢驗結果，采用混合效應估計法分別對全樣本、國有控股銀行、股份制銀行和城市商業銀行樣本進行回歸分析，估計結果如表5 所示。

表5 回歸分析結果Table 5 Regression analysis results

3.2.1 流動性管理動因

在全樣本中，流動比率（rLIQ）為負，且在5%的顯著性水平上通過顯著性檢驗，表明流動性低的銀行更愿意通過資產證券化來彌補流動性。貸存比率（rDL）未通過經濟顯著性和統計顯著性檢驗。從銀行分類來看，由于國有銀行和股份制銀行的資產規模占了全國商業銀行大部分，且營業網點遍布大中小城市，對流動性需求較高，更傾向出于流動性管理需求而進行資產證券化，而城市商業銀行的貸存比較低，說明流動性需求小，相對來說，出于流動性動因進行資產證券化的可能性較小。

3.2.2 改善經營能力動因

實證結果顯示，全樣本中加權平均凈資產收益率（ηROAE）、成本收入比（rCIR）對資產證券化程度的影響為正，但均未通過統計顯著性檢驗。而成本收入比（rCIR）在城市商業銀行中通過顯著性檢驗，從估計系數的大小比較來看，成本收入比變量的估計系數絕對值遠大于凈利息收入（NII）變量的估計系數絕對值，因此，城市商業銀行更傾向于通過資產證券化來改善自身的經營能力。

3.2.3 信用風險轉移動因

凈利息收入（NII）對資產證券化的影響為負，且在1%的顯著性水平上通過顯著性檢驗，表明隨著凈利息收入提高，資產證券化程度將會降低。在各樣本中，只有城市商業銀行凈利息收入通過了顯著性檢驗，但從估計系數的大小比較來看，成本收入比變量的估計系數絕對值遠大于凈利息收入變量的估計系數絕對值，所以對于城市商業銀行來說，信用風險轉移的動因可能較小。不良貸款率（ηNPL）對資產證券化程度的影響為負，但未通過統計顯著性檢驗。商業銀行通過將資產打包出售給其他機構，從而把資產包風險轉移出去，而在實際操作中，可能并未真正把風險全部轉移出去，并且，中國只有幾家大型銀行發行過不良資產證券化產品。因而，我國商業銀行并不會出于信用風險轉移動因來進行資產證券化。

3.2.4 監管資本套利動因

核心一級資本充足率（ηTier1）對資產證券化程度的影響為正，且在10%的顯著性水平上通過顯著性檢驗。這表明隨著核心一級資本充足率的提高，資產證券化程度也將不斷提高，也就是說銀行愿意通過證券化來監管資本套利。并且可以發現，股份制銀行需要挖掘更多渠道以提升資本充足率，因此，在銀行分類分析中，資本充足率在股份制銀行類別呈顯著影響且正相關。

另外，從表5 數據也能得知，總資產對數（LnASS）與資產證券化程度（SEC）為負相關，并且在1%的顯著性水平上通過顯著性檢驗。這表明隨著資產規模擴大，銀行資產證券化程度將會降低，造成此現象的原因是由于我國商業銀行參與信貸資產證券化并不如國外積極，雖然已經重啟多年，但參與資產證券化的速度仍然跟不上銀行總規模的發展腳步。國內生產總值（LGDP）和貨幣供給（LM2）在全樣本中未通過統計顯著性檢驗，而LGDP在國有銀行上通過顯著性檢驗且呈正相關，這表明宏觀經濟對資產證券化有一定影響，并且李佳通過驅動因素分析，證實了資產證券化能夠促進國有商業銀行創新[24]。

4 結語與建議

通過建立非平衡面板數據，以2014—2018 年中國商業銀行為對象，分類研究參與信貸資產證券化的動因，結果發現，中國商業銀行主要出于流動管理動因、改善經營能力動因和監管資本套利動因，而信用風險轉移動因并不顯著。各類銀行參與證券化的動因有所差別，國有商業銀行和股份制銀行出于流動管理動因來進行信貸資產證券化，并且股份制銀行的監管資本套利動因非常明顯，城市商業銀行進行信貸資產證券化是改善經營能力動因?？偟膩碚f，各類商業銀行依據自身特點，出于資產規模、改善盈利、規避風險等多角度開展信貸資產證券化業務。但因部分銀行信息披露不完善，數據缺失較多，樣本未涵蓋所有商業銀行，同時，因為信貸資產證券化在我國起步較晚，許多指標無法更細化地進行討論和研究。

基于本研究，提出以下建議：

1）就目前環境而言，商業銀行參與信貸資產證券化的覆蓋面不廣，各類銀行的信貸資產種類有限，現行的監管政策無法盤活銀行的產品，因此國家有關部門應當完善相應法律法規和激勵機制，進一步規范和激活信貸資產證券化這一創新工具，尤其應當根據各類銀行的性質和特點采取相應措施或出臺多樣化政策；

2）完善信息披露機制，盡量縮小信息不對稱造成的差距，使投資者對資產池產品信息了解詳盡、增強投資信心；

3）由于創新型金融工具的風險不確定性較大，資產證券化在我國起步較晚等，各類商業銀行在信貸資產證券化的道路中，應當吸取和總結經驗教訓，結合我國歷史背景和經濟政策，做好風險防范工作。

附表1 描述性統計結果Table 1 Descriptive statistics results