文/张阿斌
一.文献回顾
立足于国际，曹元涛，范小云（2008）运用亚洲银行1991-2005年的面板数据实证分析了银行监管体系重构对市场约束的影响，发现亚洲金融危机对市场约束的扭曲较大，各国加强银行监管的行为也损伤了市场约束。高国华、潘英丽（2010）对44个国家243家银行的数据进行了实证分析，考察巴塞尔协议三大支柱间的交互作用对银行风险行为的影响，发现政府监管与市场约束、资本充足率监管对银行的风险控制效果存在互补性，而资本金监管与市场信息披露、外部审计等监管方式则存在替代关系。
立足于国内，在考量广泛影响因素的分析中，张正平、何广文（2005）的实证研究发现，我国银行业市场约束程度极低，在国家隐性保险之下，几乎所有银行的实际利息支出都对风险变化不敏感；许友传、何佳（2008）从价格约束、数量约束、外部影响等角度研究了我国城市商业银行在隐性保险体制下的市场约束行为；杨谊等（2009）、黄蕙（2010）的研究也发现存款人的市场约束力度还非常微弱。从单一角度进行分析，许友传（2009）运用我国14家主要商业银行2000-2008年间的数据，实证研究了银行信息披露与其风险承担行为之间的关系，研究表明信息披露能否发挥其市场约束功能取决于相应的制度基础和市场环境；马草原，王岳龙（2010）则运用我国各类商业银行2000-2007年的面板数据，从公众预期角度研究市场约束问题，认为市场约束的异化鼓励了公众的“规模偏好”。
上述学者的研究角度和方法都各具特色，本文则试图构建新的模型，从多项影响因素入手，分析银行整体、不同股权结构银行、不同信息披露程度银行的市场约束状况。
二.模型的建立
国际上对银行业市场约束效应的实证分析主要有两个角度：高风险的银行是否支付了较高的利息成本；高风险的银行是否吸引了更少的存款。其中Asli Demirgüç-Kunt和Harry Huizinga（1999，2004）的两篇分析文章比较有代表性，对于第一角度的研究，他们发现银行实际利率与银行风险的滞后变量之间存在显著的负相关关系；对于第二角度的研究，他们在分析了几十个国家银行的风险变量和存款增长之间的关系后并没有得出明确的结论。不同的角度决定了不同的实证研究方法。考虑数据的可得性，结合我国银行业风险状况的特点，本文选择从第二个角度对我国银行业的市场约束效应进行分析，模型建立如下：
其中，
在上述模型中，
代表银行i在t时期的存款余额增长率；
代表银行i在t-1时期的风险变量；
代表我国在t时期的宏观控制变量；
代表银行i在t时期的隐性存款保险虚拟变量；
代表银行i在t-1时期风险变量与t时期隐性存款保险虚拟变量的交叉项；
代表银行i在t时期的残差项。该模型反应在宏观经济与制度背景下，市场参与者对银行各类风险信息的敏感度以及作用效果，也即市场约束效应的强度。
三.变量构成及测算
由于我们考察银行存款对风险状况变动的敏感程度，因此选取银行存款余额增长率（G）为因变量，选取风险状况（R）为自变量，并根据美国联邦储备署（Federal Reserve）、货币监理署（OCC）和联邦储蓄保险公司（FDIC）对金融机构运营状况的分析工具——骆驼评级制度（CAMEL Rating）的五项指标来反映银行风险，分别为：盈利能力（Earnings）、资产流动性（Asset Liquidity）、资本充足率（Capital Requirement）、管理质量（Management Quality）、资产质量（Asset Quality）。考虑到中国存款保险制度的现实情况，我们设定虚拟变量（I）来表示隐性存款保险制度，并加入宏观控制变量（M）来表示系统风险，另外，由于银行信息披露的滞后性以及市场参与者行为反应的相应延迟，我们将所有银行风险变量滞后一阶。具体的变量定义及测算方法见表5.1：
表1 模型变量释义表
资料来源：作者编制
四.样本选取及数据说明
2000年左右，国有商业银行和部分股份制商业银行开始大量剥离由于历史原因形成的不良资产，银行不良贷款率普遍降低，且与经营活动质量的相关程度逐步提高，能比较客观地反映银行的风险水平，因此我们采取的样本为2000-2009年的数据。由于农业银行和广东发展银行部分年份数据严重缺失，故将其余12家全国性商业银行作为样本，如表5.2所示：
表2 样本银行与分类 注：已上市运行三个完整会计年度的推算时点为2009年12月31日
资料来源：作者编制
数据来源于历年中国金融统计年鉴以及各银行年度报告；对于所收集的数据，上述银行在审计报告中分列集团数据与本银行数据时，除部分资本充足率及不良贷款率数据外，均采用后者；数据采用原则以会计政策调整后的数据为准；2000年以后的不良贷款率均为按五级分类情况计算所得；由于数据可得性的限制，部分银行的“存放和拆放同业款项”实际为“存放和拆放同业及其他金融机构款项”，但不影响整体数据的可信度。在模型计算之前，我们对面板数据的平稳性进行了LLC（Levin-Lin-Chu）、Fisher-ADF和Fisher-PP检验，结果表明数据是平稳的，因此未对变量进行差分处理。由于数据量较大，现仅以工商银行的模型变量数据举例，如表5.3：
表3 工商银行的模型变量数据
资料来源：作者编制
五.模型分析与结论
模型建立的目的是分析银行存款余额对银行风险状况变动的敏感性，从而衡量市场约束效应的有效程度，可以分别从商业银行整体、不同股权特征下的商业银行、不同公开状况下的商业银行三个角度进行分析，同时在上述模型的框架下再设定具体的模型形式。
（一）整体商业银行市场约束效应的模型设定与分析
对模型进行面板数据分析之前，必须先确定具体的面板数据模型，由于样本选定的12家商业银行基本能代表我国银行业的整体状况，因此把它们看作一个研究总体的所有单位，并且E、AL、CR、MQ、AQ可以看作是完整的银行风险变量，我们选取固定效用的不变系数模型进行分析。
对所有银行风险变量进行回归分析的模型形式为：
其中，
对单个银行风险变量进行回归分析时，引入宏观控制变、虚拟变量和交叉项，并采用随机效用的不变系数模型进行分析。模型形式分别为：
其中，
另外，由于采用的样本具有很强的代表性，各时期对银行业整体存款水平的影响可以看作是固定而不是随机的，而影响数据中12家银行的微观因素在不同程度上会影响银行业整体，因此允许模型中存在横截面异方差和同期相关，所以我们对个体固定效应模型进行横截面加权处理，采用广义最小二乘法（EGLS—Cross-section weights或者Cross-section random effects）进行回归分析，以消除截面数据导致的异方差影响。对上述六个模型分别进行回归（第一个模型与之后五个模型的估计方法不同）的结果如表4：
表4 所有风险变量及单个风险变量的回归结果
注：其中括号内数值为回归系数的t值，标注的***、**、*分别代表通过1%、5%、10%的显著性水平检验，计量分析软件为Eviews5.0；交叉项Xi，t-1*Ii，t中，X分别代表E、AL、CR、MQ、AQ
资料来源：作者编制
由上表可以看出，在对所有变量进行回归分析中，虽然五个风险变量指标全部取得了预期的系数符号，但仅有盈利能力（E）和资本充足率（CR）分别通过了10%、1%的显著性水平检验。表明在不考虑宏观经济状况和隐形存款保险制度影响的情况下，银行存款余额对五个风险变量的总体反应非常微弱。
从引入宏观控制变量（M）和虚拟变量（I）后对单个风险变量的回归结果可以看出，宏观控制变量均取得了预期的负系数，且在五次回归中通过了四次1%和一次5%的显著性水平检验，表明当通货膨胀率提高时，银行吸收存款的难度加大，与现实经济状况是相符合的。虚拟变量的系数仅有一次取得与预期相同的正系数，而且该次并没有通过显著性水平检验，交叉项的系数也均没有通过检验，因此可以初步判断隐性存款保险制度对银行存款余额影响不大，此判断将在下一部分进行进一步检验。比较各风险变量，仅资产流动性（AL）和资本充足率（CR）不仅取得了预期的正系数，还通过了1%的显著性水平检验，表明资产流动性充裕和资本充足率水平较高的银行较容易吸取更多的存款。
对五个风险变量进行回归分析表明，从整体上看，我国银行业存款余额增长率对风险状况变动不敏感，市场约束效应比较微弱。
（二）国有与股份制商业银行市场约束效应的模型设定与分析
对于隐性存款保险制度对银行存款的影响，需要对不同所有制结构的银行进行分析后才能明确，在剔除虚拟变量（I）后，如果对股份制商业银行进行回归分析后发现银行存款余额对风险变量的敏感度高于上述分析的平均水平，我们就可以认为隐性存款保险制度仅对国有商业银行有效。我们对股份制商业银行进行回归分析，模型形式为：
其中，
由于样本中的银行只是股份制商业银行的抽样，目的是为了分析普遍情况，因此采用随机效用的不变系数模型，采用广义最小二乘法（EGLS—Cross-section random effects）进行回归分析，以消除截面数据导致的异方差影响。对股份制商业银行进行回归的结果如表5：
表5 股份制商业银行风险变量回归分析结果
注：其中括号内数值为回归系数的t值，标注的***、**、*分别代表通过1%、5%、10%的显著性水平检验，计量分析软件为Eviews5.0
资料来源：作者编制
由上表可以看出，宏观控制变量（M）在五次回归中均得到预期的负系数，并通过四次1%和一次5%的显著性水平检验，与表5.4的分析结果一致，说明通货膨胀率对银行存款余额的影响并无所有制结构上的差异性。观察五个风险变量的回归结果，与表5.4相同，盈利能力（E）取得了预期的正系数却没有通过t检验；管理质量（MQ）取得了预期的负系数也没有通过t检验；资产质量（AQ）未取得预期的负系数且未通过t检验；资产流动性（AL）和资本充足率（CR）均取得预期的正系数并通过了1%的显著性水平检验。从上述分析可以看出，股份制商业银行存款余额对风险状况变化同样不敏感，可能的解释是我国的隐性存款保险制度不仅覆盖国有商业银行，还覆盖了股份制商业银行。
（三）成熟上市与其他商业银行市场约束效应的模型设定与分析
从理论上看，上市商业银行的信息披露程度明显优于非上市银行，相应地，市场约束效应也应该优于平均水平，下面单独对已上市运行三个完整会计年度的商业银行的风险变量进行回归分析，由于上面的分析已表明隐性存款保险制度的潜在全覆盖性，所以剔除虚拟变量（I）的影响，模型形式为：
其中，
截至目前，样本中的12家银行均已上市，但如果上市运行时间过于短暂，则无法恰当地反映出上市对商业银行市场约束效应的影响，因此本文仅选取已上市运行三个完整会计年度的8家商业银行进行分析，并将该8家银行视为研究上市因素的所有单位，也即选取固定效用的不变系数模型。具体分析时，对个体固定效应模型进行横截面加权处理，采用广义最小二乘法（EGLS—Cross-section weights）进行回归分析，以消除截面数据导致的异方差影响，同时从整体出发，忽略各时期的影响。对成熟上市商业银行进行回归的结果如表6：
表6 成熟上市商业银行风险变量回归分析结果
注：其中括号内数值为回归系数的t值，标注的***、**、*分别代表通过1%、5%、10%的显著性水平检验，计量分析软件为Eviews5.0
资料来源：作者编制
由上表可以看出，与之前的分析相比，宏观控制变量（M）虽然也取得了五次预期的负系数，但只分别通过了两次1%和5%的显著性水平检验，说明通货膨胀率对银行存款的影响在成熟上市商业银行中被稍微弱化；与表5.4相比，成熟上市商业银行的管理质量（MQ）取得了与预期相反的正系数，但盈利能力（E）不仅取得了预期的正系数，并且通过了10%的显著性水平检验。综合看来，成熟上市商业银行的存款余额对风险状况的敏感度高于商业银行的平均水平，表明信息披露程度的提高能在一定程度上强化市场约束效应。
（四）实证结论
综合实证分析的内容，可以得出与理论分析相一致的结论：我国商业银行市场约束效应的平均水平较低，市场参与者对银行风险状况的变动并不敏感；政府的隐性存款保险制度并不仅限于国有商业银行，而是一种潜在的全覆盖安全网；成熟上市商业银行的市场约束效应优于商业银行的平均水平，但优势非常微弱，表明虽然成熟上市商业银行的信息披露程度得到很大提高，但受制于金融市场的完善水平与市场参与者的平均素质等因素，这部分信息并没有得到很好的利用，或者单凭提高信息披露水平并不能很好地改善市场约束状况。（完）
文章来源：本文摘自于天津财经大学张阿斌硕士毕业论文《中国银行业市场约束状况的多维度研究——基于巴塞尔新资本协议第三支柱及效应分析改进模型》
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