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摘要:巴塞尔新协议中，市场约束与最低资本要求、监督检查并列为三大支柱。市场约束可实时、连续地对银行产生影响，可以弥补创新监管和突发性风险处置滞后的缺憾，可大幅降低监管的成本、抑制银行的道德风险，对提高监管有效性具有积极意义。本文主要研究了当前我国银行业的市场约束力，分析其对监管有效性的影响，并提出相关政策建议。
关键词:市场约束；监管；有效性
JEL分类号:E42 中图分类号:F832 文献标识码:A 文章编号:100 -1428(2011)10-00 1-0
一、文献回顾及研究思路
Bliss and nannery(2000)认为市场约束由监督和影响两个环节构成。监督主要体现于投资者观测银行风险.并将判断结果体现于证券价格上。影响主要体现为银行对市场信号作出反应，采取调整行为以扭转不利局面。这是Flannery等(199 )提出的识别和控制两个部分观点的进一步延续和深化。张强、余桂荣(200 )提出市场约束的两个前提条件:一是市场监控存在，即利益相关者能正确理解银行风险特征的变化并将这些评价考虑进银行的债券价格或存贷款利率等因素中去；二是市场影响存在，即债券价格及存贷款利率变化使银行管理者做出反应，采取措施来减轻和改善银行经营环境的不利变化。本文主要从“监控”机制和“影响”机制两个角度来分析市场约束力。
国外有关研究主要集中于三方面:一是研究银行风险与存款利息率的关系。Martinez Pefia andSchrnuklerf2001)发现存款人从冒险的银行中提款或要求更高的利率。Hannan and Hanweck(1988)等人发现，未受保险的大额存单利率反映了银行风险z。由于我国利率市场尚未完全开放，因而本文未对此分析。二是研究银行风险与存款增长之间的关系，存款利率固定时，存款人将存款从风险高的银行转移到风险低的银行。Manfinez Pefa和Schmucler(20011发现银行存款与滞后风险变量指标之间存在负相关关系。Demirguc―Kunt and Huizinga(2004)研究结果表明大多数国家的利率对风险的敏感性显著，而存款增长率对银行风险的敏感性却不显著。。该分析方法可判知我国存款人对银行风险的敏感性，因而作为本文重点之一。三是研究银行风险与其次级债券定价之间的关系。Flannery和Sorescu(199 )，Jagtiani，Kaufman，andLemieuxfl9991，Morgan和Sironi(2000，).De Young etal.(20011等的实证研究，都发现了次级债券收益与银行风险有较强相关性。由于我国银行的次级债券品种较为单一，交易和流通不够活跃，缺乏实证分析的数据基础，因而本文不展开分析。
同内有关实证研究的文献较少。何问陶和邓可斌(2004)用计量模型估算了资本充足率的变化对我国上市银行收益率的影响，认为这种影响力不明显。张正平、何文广(2005)分别从银行存款的实际利息支出和银行存款增长两个方面测算银行对风险的敏感性，经实证分析我国14家银行市场约束力的情况，得出我国银行的市场约束力非常微弱的研究结论。
本文认为.市场约束的监督和影响的机制分别侧重于微观和宏观层面。存款人和次级债持有人的市场约束机制反映了“监控”机制，这些更多地体现于微观层面。而银行对市场作出的反应机制则更加复杂，除非在挤兑等极端情形下，一般在大多数条件下，银行面对的是广大的市场参与者，所采取的行动往往也基于综合权衡评价市场的整体反应，而非对单一相关利益者的评价做出反应。因此，“影响”机制更多体现于宏观层面。国内外学者对“影响”机制的研究大多从银行的公司治理角度人手.根据银行公司治理状况来判断银行对市场信号的反应程度，这一分析思路的优点是从根本上解决银行激励和约束机制不足问题，以及是否存在敏锐反应市场信号的可能性。但缺点是难以从整体上以实证研究证据来判断银行对市场的反应程度。这大概是目前尚未见到国内外有关实证分析银行反应程度的原因。
若从宏观角度评估市场约束的“影响”机制，其难度是不言而喻的。银行面对众多纷纭复杂的市场参与者或银行的利益相关者，又面对复杂多变的市场环境。后者与经济周期波动、经济政策等诸多因素有关，特别是随着东南亚金融危机和全球金融危机对世界经济造成动荡，市场情况变化很快。因此，在分析银行的证券价格波动因素时，很难区分银行利益相关者的“贡献度”和市场环境因素的“贡献度”究竟各占多大比重。换言之，很难判断银行对市场的反应是出于对利益相关者的考量还是对市场变动因素的考虑。
本文认为，由于银行利益相关者和市场环境因素的复杂性，从单一角度分析“影响”机制会存在片面性。况且，银行利益相关者的行动在相当程度上是受市场环境因素影响的，而非单纯出于对银行风险状况的判断。同时，从另一角度看，银行利益相关者的判断和举措本身也是市场综合因素的重要组成部分。因此.对市场约束的“影响”机制更应从宏观角度进行分析.本文因而还首次尝试从宏观视角实证分析市场约束的“影响”机制。
二、我国存款人市场约束情况分析
(一)模型设计
本研究基于Demirguc―Kunt and Huizinga(2004)的研究方法，通过检验银行存款增长率与银行风险变量间的关联度来考察我国银行业存款人市场约束力情况，即选择存款增速作为代表性指标。基本思路是通过计算模型中变量间的相互关系和相关程度来描述市场约束状况。初步设立的基本模型为:
根据一般理论，市场约束导致高风险的银行吸收的存款相对较少。本文采取滞后一期的风险变量，选取了资本充足率、不良贷款率、风险资产利润率、资产流动性比例、人民币超额备付金率、存贷款比例、最大十家存款客户定期存款占各项存款比重、账面投资收益/亏损率、最大十家客户贷款比例等共9个指标，来衡量上期的市场风险、流动性风险、信用风险、信贷风险等存量风险，分别对应的系数为β1-β9。根据金融理论，一般认为资本充足率越高，银行的股权人权益受保障程度越高:不良率越高，银行的信贷风险越高；风险资产利润率越高，银行风险资产的回报越高；资产流动性越高，银行流动性状况越好；超额备付金率越高，反映银行主动愿意控制流动性风险的意愿更强烈:存贷比越高，会增加银行流动性风险；最大十家存款客户定期存款占各项存款比重高，反映银行存款集中度风险较高；账面投资收益率越高，表明银行市场风险越低；最大十家客户贷款比例越高，银行贷款集中度风险越大。据上述分析，若市场约束发挥作用，β2、β 、β1、β9的系数符号应当为负，β1、β3、β4、β5、β8的 符号应当为正。
共分3种情形分别进行回归，第一种情形是将全部样本数据进行回归，第二种情形是对5家大型银行的数据进行回归，第三种情形是对12家中小银行进行回归分析，回归结果见表3。
(二)数据分析和检验结果
选取样本银行11家，其中:大型银行5家(中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行)、中小银行12家(中信银行、中国光大银行、华夏银行、广东发展银行、深圳发展银行、招商银行、上海浦东发展银行、兴业银行、民生银行、恒丰银行、浙商银行、渤海银行)；具体数据的样本期限为2001年一2009年各季度，数据来源于中国银监会非现场监管数据系统，凡是存在调整情况的数据均以调整后的数据为准。
需要说明的是，本文研究使用的数据样本不同于国内其他学者，选取了三四年内的季度数据，而非采用8-10年的银行年度数据，其主要理由:一是国内学者选取年度数据主要受限于数据的可获得性，一般数据来源于《中国金融年鉴》相应的各期，但笔者认为最近几年我国商业银行股权改革和上市流通(目前已有1 家银行上市)，对银行经营管理、资产负债管理、信息披露管理等都产生巨大影响，况且市场条件也发生巨大的变化，用年份跨度过长的数据作分析难以真实反映银行业市场约束力的近况，从贴近描述银行业市场约束的最新、最真实状况角度出发，本文选择了权威部门发布的统计数据。二是数据的可比性非常重要。张正平、何文广(2005)研究中说明“由于统计口径的变化。导致我们的数据在具体内容上存在一定程度的不一致……也许问题更大的是关于流动资产项目中所包括的内容并不完全相同”。我国银行监管的非现场监管指标近10年已经发生了很大的变化，其主要源于国际银行监管理念的快速发展和国内银行对市场风险、信用风险等测量水平的不断提高。若采取不同统计口径的数据，对实证研究的结果可信度产生很大影响，为此，笔者考虑选取2001年-2009年的季度数据最主要原因之一在于这个区间的数据统计口径完全一致。因此.鉴于数据的可获得性、可比性、容量够大、更反映银行市场约束的现状等因素，笔者选取了近四年的季度数据.同时，样本银行数据明显增多，达11家。
现将各家银行用数字代号表示，1-5为大型银行， -11为中小银行。依据样本，建立PANEL DATA，并使用statal0进行回归参数估计。
估计结果显示，模型在情形l、情形3下拟合程度良好，方程整体回归较为显著；在情形2下拟合程度较差，整体明显逊色。表明中小银行的存款增长率对风险变量较为敏感，而大型银行存款增长率对风险变量的反应大都不够显著。
在情形1下，资本充足率变量、不良贷款率变量、风险资产利润率变量、资产流动性比例变量、存贷款比例变量都通过了1％水平上的显著性检验。资产流动性比例变量在3种情形下都取得了与预期符号相同的估计系数，且在情形1和情形3下都在1％的水平上显著，说明存款人比较重视商业银行的资产流动性比例指标反映的流动性风险。资本充足率变量在情形1和情形3下都在1％的水平上显著，但在情形2中估计系数符号为负，表明大型银行资本充足率不具备风险信号甄别作用，这与现实中，国家对大型银行注资、控股、隐性担保，削弱了存款人对大型银行的资本充足率指标的关注度的情况是吻合的。但不良贷款率变量、风险资产利润率变量、最大十家存款客户定期存款占各项存款比重变量的估计系数符号与预期相反，表明这些指标难以成为风险信号。一方面可能因为贷款五级分类在具体操作上还是存在主观因素，降低了银行之间的可比性，风险资产的计算存在类似问题；另一方面最大十家存款客户定期存款比例变量在三种情形下，估计系数符号均与预期相反，且不显著，可能因为最大十家存款客户定期存款对于一家银行存款增速会产生正反两方面的影响，既可能作为风险指标降低存款增速，也可能由于最大十家定期存款对银行存款影响较大，该占比变量指标上升是因为这十家存款增长快形成的，由此导致两者同向变动。此外，超额备付金率变量、账面投资收益率变量、最大十家客户贷款比例变量都取得了预期的系数符号，且估计系数均不显著，说明这三个指标对存款人有一定的风险信号甄别作用，但可能指标仍存在局限性。超额备付金率可能随着近些年法定存款准备金率较为频繁的调整而削弱了其观测价值:银行的市场投资收益受金融市场大幅波动而存在不确定性，且不是银行的主营业务，因而指标的关注度有限:最大十家客户贷款比例随着近些年中国银监会力推银团贷款，以及一些贷款转让交易的大量出现，削弱了该指标的参考价值。
在情形2下，所有变量系数都不显著，说明大型银行的存款增长率对其风险变量指标的敏感性较差，这与大型银行因拥有较多的隐性存款担保而削弱了市场约束机制作用有关。
在情形3下，方程的拟合程度和解释能力均高于情形2.说明中小银行存款增长率受市场约束影响较大，这与中小银行拥有较少的国家隐性存款担保有关。资本充足率变量、资产流动性比例变量都通过了1％水平上的显著性检验；风险资产利润率变量通过了5％水平上的显著性检验。不过，不良贷款率变量、超额备付金率变量、存贷款比例变量、最大十家存款客户定期存款比例变量、最大十家客户贷款比例变量等指标的估计系数与预期相反。由于中小银行网点较少.吸收存款能力远逊于大型银行，因而其存贷比普遍大于大型银行存贷比，况且，该变量偏离监管要求(15％)的幅度一般不大，不像一些外资银行大幅偏离现象，该指标对于中小银行风险甄别功能弱化。其他几项指标局限性同上，不再赘述。
(三)主要结论
(1)在多数情形下，我国商业银行的市场约束虽然较弱。但还是显著存在的，特别是资产流动性比例变量指标，风险甄别功能较强，这与张正平、何广文(2005)的研究结论不太一致，主要原因可能在于本文在样本选取、风险变量选取上均有较大差异。本文的样本银行数量更多、数据更新、数据可比性强、样本容量更大，方程的拟合程度和变量系数显著性更高，因而结论的可信度更高。
(2)理论观点认为我国大型银行由国家注资、股改上市，受隐性担保影响，其市场约束要比中小银行差，实证结果也验证了这一观点。
(3)在风险变量中，资产流动性比例变量的估计结果最为理想，说明存款人较为关心银行的流动性风险，这与银行的高负债特性、流动性风险变化快等因素有关。也可能与该指标较容易获取和观测有关。资本充足率变量在情形1和情形3下都在1％的水平上显著，但在情形2中符号与预期相反，表明该指标可用来显著区分大型银行和中小银行的市场约束力的差异，这与何问陶和邓可斌(2004)的实证结果也存在差异。
三、宏观视角的市场约束机制实证研究
(一)模型设计
我们建立以下的计量经济学模型，来考察“影响”机制。
式中，Y1为被解释变量、X为解释变量向量，t代 表不同时期，Xt是宏观经济变量的向量，ε1为残差项。
根据一般理论，基础货币的扩张效应来自于银行放贷的贷款乘数，若经济形势趋好，社会将扩大固定资产投资，企业会扩大生产规模，银行会放松银根，倾向于大量投放贷款，以取得较好的收益回报。若经济形势走坏，全社会将缩小投资规模，企业缩小生产规模或投资难以收回形成坏账，银行将收紧银根，收缩贷款规模，否则将面临不良贷款大幅上升，市场约束机制对银行产生作用。随着社会经济形势的较快变化，银行能否及时调整经营管理策略，主动控制贷款规模和增长速度，就反映了银行对市场信号的反应程度。因此，本模型的被解释变量，选取全社会金融机构汇总的贷款增长速度；解释变量选取了CPI环比、宏观经济景气指数、社会消费品零售总额环比、1年定期存款利率、MO/存款余额等5个指标，来衡量市场宏观经济形势，分别对应的系数为β1-β5。一般认为，前三个指标能反映宏观经济走势；定期1年存款利率反映了政策对中长期宏观经济形势的态度；M腑款余额反映了公众相对于存款而持有现金的偏好。如果存款人认为银行体系的系统性风险上升了，那么就可能在根本不考虑具体某家银行基本经营状况和风险状况的情况下取出存款，流通中现金相对银行体系存款的比值会相应上升。经济持续增长一般伴随温和的通货膨胀，为此1年定期存款利率应上调，以避免实际利率为负数。根据上述分析，若市场约束发挥作用，良的系数符号应当为负，β1、β2、β3、β4的符号应当为正。变量的具体解释及其作用方向，见表4
我们共分3种模型分别进行回归。第一种情形是将全部样本数据进行回归，第二种情形是对1991
200 年的数据进行回归，第三种情形是对2001年――2010年的数据进行回归分析。这样分期的原因在于:1991年东南亚金融危机爆发，对全球金融经济产生了较大冲击。2001年美国次贷危机爆发.形成全球金融危机。这两次重大金融危机对于国际金融都产生了巨大影响。对银行而言，这意味着市场环境发生了巨大变化，使得我们有机会来考察银行在特殊市场条件下的反应程度。
(二)数据分析和检验结果
选取样本为全部银行业金融机构；具体数据的样本选定为1991年1月-2010年10月各月份的数据，数据来源于《中国金融统计年鉴》各期和wind资讯。依据样本，建立面板数据模型，并使用StatalO进行回归参数估计。
估计结果显示(见表5)，在情形1、情形3下模型的拟合程度较好，方程整体回归系数较为显著。在情形2下，模型的拟合程度较差。由此可见，我国银行业在2001-2010年对市场信号的反应程度较为显著.整体上银行对市场信号的反应程度呈现加强的趋势。而1991年-200 年银行业金融机构贷款增长率对市场信号的反应程度不够显著。
在情形1下，M0/存款余额的变量(dep)通过了1％水平上的显著性检验；宏观经济景气一致指数变量(pro)通过了5％水平上的显著性检验。CPI环比变量(epi)接近通过10％水平上的显著性检验。宏观经济景气一致指数变量(pr0)在情形1和情形3下都通过了5％水平上的显著性检验，但其估计系数符号与预期相反，这可能与数据选择的时期有关。1991年亚洲金融危机和2001年全球金融危机后，企业家判断危机很快能够结束，经济探底回升，因而预期向好。这导致该变量上升。但银行作为遭受金融危机冲击最大最直接的机构，对经济形势的预期要比企业家悲观得多，因而该指标变量对银行业贷款增长率解释呈现负相关，这也从一定程度上表明银行经营管理的审慎态度趋强。M0/款余额的变量(dep)在情形1和情形3分别通过了1％和5％水平上的显著性检验。在情形1.系数的符号与预期相同，但情形3与预期相反。这可能是由于Mo受国家货币政策的影响很大，特别在金融危机后我国为刺激低迷的经济采取了扩张性的货币政策。这在一定程度上降低了该指标反映公众对银行体系风险判断的作用，况且在政府隐性担保的作用下，可能公众预期银行业发生全面危机的概率很小。社会消费品零售总额环比变量(exp)的估计系数在情形1和情形3下其符号都与预期相反，且不显著。这可能与我国特定的消费需求结构有关联。由于医疗教育保障制度不够健全，以及受住房消费的挤出效应.我国现有的居民消费主要用于满足基本生活需求。因而这种消费存在较大的刚性。因此，消费品零售总额环比变量指标或许不能很好地反映宏观经济形势对银行经营管理的态度的影响。
在情形2下，模型的所有变量系数都不显著，说明1991年一200 年期间银行的贷款增长率对其宏观经济变量指标的敏感性较差，这可能与当时银行市场化程度不强有关。
在情形3下，方程的拟合程度和解释能力均高于情形2，说明近些年我国银行监管的深化和股改上市等举措，提高了银行对宏观经济数据和风险因素的敏感性。但各变量估计系数与预期差异较大，可能因为变量主要反映公众消费领域物价、消费量和对宏观经济形势的判断等情况，缺少企业因素变量情况的考量，同时，我国银行贷款增长受国家货币政策和财政政策影响较大。
(三)主要结论
(1)近些年，我国银行业对市场信号的敏感性和反应程度趋强，尤其是金融危机后审慎态度趋强，这与现实中随着我国风险监管和审慎监管的加强，银行风险防范意识明显增强的情况是一致的。市场约束的“影响”机制还是弱性存在的。
(2)从宏观变量的估计系数情况看，我国银行业贷款增长率受选取的解释变量以外的因素影响可能较大，包括受国家对经济的刺激力度、调控政策等因素影响，因而选取的宏观变量在解释性方面仍显不足。
(3)在实证分析中我们采取了不同时期区间分段估算，优点在于可以对银行市场约束的“影响”机制效果对比分析，缺点是数据的收集和变量选择受到一些限制，如GDP即使采用季度数据也只有较少的观察值，因而未采用。这些缺憾，有待于在今后完善。
四、结论及政策建议
(一)市场约束对监管有效性的影响
本文实证研究表明，我国银行业具有一定市场约束力，存款人会在一定程度上关注银行风险，银行对市场信号的反应程度和风险意识趋于增强，表明我国银行监管“管法人、管风险、管内控、提高透明度”已见成效。同时，也应看到，市场约束对银行监管具有重要的补充作用，我国市场约束力整体上还是较弱，对监管有效性产生一些影响。
(1)我国市场约束力弱，银行机构规模的扩张受到其经营状况等因素制约较少，容易诱发粗放式经营，且难以为监管当局提供充分有效的市场信号来监管决策参考。如在城市商业银行异地设立分支机构问 题上，有关市场竞争和风险变化等市场信号仍不明确。
(2)银行的整体反应程度较弱，表明银行体系可能还是存在一定的道德风险，银行往往过于关注抢占市场份额、追求利润增长而忽视风险，容易造成与监管的目标背离。
(3)存款人容易产生逆向选择，可能会把资金投向违规吸储的银行，给各种非法吸储活动以机会。存款人市场约束力较弱，表明存款人对违规银行的揽储行为缺乏鉴别力，因相信政府会保护存款人利益，在选择存款机构时产生道德风险。
(4)市场约束弱导致过度依赖官方监管来控制风险，这必然带来监管成本的上升，也会增加银行的执行成本。
(二)政策建议
为了进一步增强监管有效性，有必要提高银行业的市场约束力。
(1)审慎建立金融安全网。应缩小国家隐性担保的范围，审慎运用央行的最后贷款人制度和设计显性存款保险制度，因为这可能会增加银行的道德风险、降低市场约束力。国外有研究表明，设计不当的显性存款保险制度可能增大一国发生银行危机的概率。因此有必要谨慎设计和看待显性存款保险制度等有关金融安全网的制度建设。
(2)在银行监管指标上除了关注资本充足率，还应当重点监测资产流动性比率，市场之所以关注该指标，可能与资本难以测算而流动性问题则难以隐瞒有关，后者能够更好地反映银行的清偿能力。这对于我国中小型银行，尤其是村镇银行等监管具有参考意义。
(3)加强信息披露，应在健全信息披露制度的同时，加大对银行信息披露的真实性、合规性检查；此外，还应将市场信息与监管机构掌握的监管信息结合起来，以缩短监管认识和行动的时滞，对银行风险状况和条件的变化作出更加准确的判断和预测。
(4)正确看待官方监管和市场约束的关系，加强两者的协调和互补作用。官方监管应考虑加强有关市场制度的建设，为市场约束发挥作用创造条件；并关注有关银行创新业务的市场反应和市场信号，发挥市场对其风险的约束作用。
(5)发挥社会中介机构的作用。会计师事务所、律师事务所等中介机构可增强社会对银行风险状况的监督力度，并引导公众对银行披露信息的理解和判断。
( )鼓励有条件的银行上市，以形成更为广泛的银行利益相关者。培育多渠道、多角度的市场监督的激励机制。
(1)加强公众金融知识教育和宣传，以提高存款人、投资人等银行的利益相关者的风险意识和判断能力，增强市场的约束力量。
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发表于 2020-6-27 12:59:30
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