我國上市商業銀行信貸資產證券化效應實證研究

李奇+陳曉倩

【摘要】本文選取2007～2015年9家上市商業銀行的相關財務指標，運用主成分分析和多元線性回歸檢驗信貸資產證券化對我國上市商業銀行盈利性、流動性和安全性方面產生的效應。研究結果表明：上市銀行開展信貸資產證券化業務，對盤活存量資金、改善流動性方面發揮了顯著的正面效應;在增加商業銀行收入來源，提高商業銀行的綜合盈利能力方面也發揮了一定的正面效應，而在提高安全性水平方面呈現了負面效應?；谝陨涎芯拷Y論，本文進一步提出了信貸資產證券化在我國銀行間運行的相關建議。

【關鍵詞】信貸資產證券化 ?效應 ?上市銀行 ?主成分分析 ?多元線性回歸

一、引言

1977年美國投資銀行家劉易斯（Lewis.Ranieri）首次提出了“資產證券化”這個術語。此后，很多學者和權威機構試圖給資產證券化下一個準確、完整的定義，但目前國際上尚未形成一個統一的概念。美國證券交易委員會（SEC）提出了一個較為普遍的定義：“資產支持證券是指這樣一種證券，它們主要是由一個特定的應收賬款資產池或者金融資產來支持并保證償付。這些金融資產的期限可以是固定的，也可以是循環周轉的。根據資產的條款，在特定的時期內可以產生現金流和其他權利，或者資產支持證券也可以由其它資產來保證服務或保證按期向證券持有者分配收益?！憋@然，按此定義信貸資產證券化是指以信貸資產作為資產池的證券化，包括住房抵押貸款、汽車貸款、消費信貸、信用卡賬款、企業貸款等信貸資產的證券化。

理論界通常認為信貸資產證券化特殊的運作原理和運行機制有助于改善商業銀行的資產負債結構，實現收入來源多樣化，提高資金的流動性和資本充足率，并分散商業銀行風險。本文研究我國上市商業銀行信貸資產證券化效應，檢驗信貸資產證券化在我國銀行間的實際運作效果，反映相關功能和效應是否存在，因此具有重要的理論與現實意義。

二、研究設計與模型

（一）樣本選擇

截至2016年7月初，我國共有16家上市銀行，除了光大銀行外有15家上市銀行發行了一期或一期以上信貸資產證券化產品，考慮到樣本數據的代表性和科學性，本文選取了9家樣本銀行（建設銀行、工商銀行、中國銀行、交通銀行、興業銀行、招商銀行、浦發銀行、中信銀行、民生銀行）作為研究對象，剔除了2007～2015年間發行規模和頻次較低的7家上市銀行。研究數據來源于Wind數據庫、Choice數據庫、同花順網及各大銀行的年度報告，宏觀經濟數據來自于國家統計局網站，時間跨度確定在2007～2015年，使用SPSS22.0及STATA14.0進行實證檢驗。

（二）指標選取

1.被解釋變量。本文是研究信貸資產證券化對上市商業銀行盈利性、流動性和安全性產生的效應，雖然涉及“三性”的指標眾多，但局限于實證分析的實效性，無法對所有指標逐個考察。因此，選取了8個指標作為研究上市商業銀行實施資產證券化業務對盈利性、流動性和安全性影響的重要依據。最終通過主成分分析降維，綜合出具有代表上市商業銀行盈利性、流動性和安全性的指標X、Y和Z，并作為實證模型的被解釋變量。

表1 上市商業銀行“三性”代表性指標表

1.1 主成分分析分別構建商業銀行盈利性、流動性和安全性的綜合指標X、Y、Z

運用SPSS22.0對表1中的8個指標按照指標類型進行主成分分析，得到主成分提取分析表，包括X、Y、Z相關系數的特征值、方差貢獻率和累計方差貢獻率（表2）。根據特征值大于1的原則提取主成分，并得到因子的得分矩陣（表3）。

表2 主成分提取分析表

表3 因子得分矩陣

（1）合成盈利性綜合指標X。

首先，根據表3的因子得分矩陣提取盈利性綜合指標X的兩個主成分：主成分1和主成分2，其表達式可表示為：

主成分1=0.571*Zscore（EPS）+0.466*Zscore（ROE）+0.278* Zscore（NCIR）

主成分2=-0.044*Zscore（EPS）-0.534*Zscore（ROE）+0.805 *Zscore（NCIR）

其次，選擇2個主成分的方差貢獻率在所有因子總方差貢獻率中的比重作為權重進行加權求和，構造出上市銀行盈利性的綜合指標公式：

盈利性綜合指標（X）=0.6013*主成分1+0.3987*主成分2

將統計數據代入該模型，計算出盈利性綜合指標X如表4所示。

表4 盈利性綜合指標X

（2）合成流動性綜合指標Y。根據表3所示的因子得分矩陣提取流動性綜合指標Y的1個主成分，構造出上市銀行流動性的綜合指標公式：

流動性指標（Y）=0.655*Zscore（SLR）+0.655*Zscore（SLTDR）

將統計數據代入該模型，計算出流動性綜合指標Y如表5所示。

表5 流動性綜合指標Y

（3）合成安全性綜合指標Z。根據表3所示的因子得分矩陣提取安全性綜合指標Z 的1個主成分，構造出綜合指標公式：

安全性指標（Z）=-0.261*Zscore（SCRAR）+0.484*Zscore（NSPLR） +0.469*Zscore（SPC）

將統計數據代入該模型，計算出安全性綜合指標Z如表6所示。

表6 安全性綜合指標Z

2.解釋變量。解釋變量選取了樣本上市銀行信貸資產證券化的比率，即證券化率：當年信貸資產證券化的金額與當年信貸資產總額的比值，結果用百分數表示。

3.控制變量。商業銀行的盈利性、流動性和安全性受諸多因素的影響，本文在相關文獻梳理的基礎上，最終選取商業銀行資產規模（LN ASSET）、銀行類別（CLASS）和國內生產總值增長率（GDP）作為控制變量。

模型中相關變量及解釋說明，如表7：

表7 變量名稱及定義

（三）多元回歸模型設計

本文從盈利性、流動性和安全性三個方面去考察信貸資產證券化業務對上市商業銀行帶來的效應，考慮到樣本是一個面板數據，所以選擇多元線性回歸模型進行實證分析。具體表達式如下：

模型1：Xit=αit+α2iSRit+α3iLNASSETit+α4iCLASSit+α5iGDPit +εit （1）

模型2：Yit=βit+β2iSRit+β3iLNASSETit+β4iCLASSit+β5iGDPit +μit （2）

模型3：Zit=γit+γ2iSRit+γ3iLNASSETit+γ4i CLASSit+γ5iGDPit +ηit （3）

表達式中：i=1，2，3……9，分別代表了建設銀行、工商銀行、中國銀行、交通銀行、興業銀行、招商銀行、浦發銀行、中信銀行、民生銀行;t代表時間2007，2008，2009……2015;被解釋變量Xit（X1t，X2t，X3t……X9t）、Yit（Y1t，Y2t，Y3t……Y9t）和Zit（Z1t，Z2t，Z3t……Z9t）分別代表9家商業銀行盈利性、流動性和安全性的綜合指標2007～2015年的時間序列;解釋變量SRit（SR1t，SR2t，SR3t……SR9t）分別代表9家樣本銀行信貸資產證券化比率2007～2015年的時間序列;控制變量LNASSETit（LN ASSET1t，LN ASSET2t，LN ASSET3t……LN ASSET9t）、CLASSit（CLASS1t，CLASS2t，CLASS3t……CLASS9t）和GDPit（GDP1t，GDP2t，GDP3t……GDP9t）分別代表9家樣本銀行資產規模2007-2015年的時間序列、銀行類別和2007～2015年全國GDP增長率的時間序列。

三、實證結果及分析

該檢驗中X、Y、Z分別有9組，每組9個，共有81個樣本參與了混合效應模型、固定效應模型、隨機效應模型回歸分析，三個模型的F檢驗值均顯示應該選擇變截距模型，而Hausman檢驗的結果顯示：模型1、模型3應當選擇固定效應模型，模型2選擇隨機效應模型，回歸結果見表8。

表8 回歸結果

注：（1）模型1、3為固定效應模型，對應CLASS檢驗結果顯示共線性;（2）***、**和*分別代表1%、5%和10%水平下顯著。

模型1的檢驗結果表示，固定效應模型方程擬合F=81.750，P<0.01，提示通過固定效應模型擬合的方程具有統計學意義，整體上很顯著。信貸資產證券化比率（SR）對上市銀行綜合盈利能力水平的影響系數檢驗P值小于顯著性水平10%，資產規模對綜合盈利能力水平的影響系數檢驗P值小于顯著性水平5%，根據系數符號可知影響都是正的，說明上市銀行信貸資產證券化的比率越高、資產規模越大，越有利于提升上市銀行的綜合盈利能力。其中，資產規模與盈利能力呈正相關性符合現實經濟學意義的解釋。

模型2的結果顯示，隨機效應模型的瓦爾德卡方值為44.680，P<0.01，提示擬合的模型具有統計學意義，模型顯著。信貸資產證券化比率（SR）對上市商業銀行流動性的影響系數檢驗P值小于顯著性水平5%，根據系數符號可知影響是正的，說明信貸資產證券化在盤活存量資產、提高資金流動性方面發揮了很好的功能和效應。國內生產總值增長率（GDP）對上市商業銀行流動性的影響系數檢驗P值小于顯著性水平5%，系數符號是負的，說明宏觀經濟快速發展時期，投資者和消費者對貨幣資金的需求增加，貸款業務迅速擴張，商業銀行資產負債管理中的期限錯配問題導致了流動性水平的降低。

模型3的檢驗結果顯示，固定效應模型方程擬合F=23.610，P<0.01，提示通過固定效應模型擬合的方程具有統計學意義。信貸資產證券化比率（SR）對上市銀行安全性水平的影響系數檢驗P值小于顯著性水平1%，根據系數符號可知影響是負的，說明上市銀行開展信貸資產證券化業務在分散商業銀行風險、提高安全性水平方面尚未發揮出積極的效應，呈現了負效應。筆者認為導致上述“負效應”的原因是：我國信貸資產證券化的基礎資產大多是優質資產，銀行“不良”資產證券化的比例規模較小，提高安全性水平的效果被弱化。同時，隨著我國經濟發展進入新常態，企業杠桿率提高，商業銀行風險資產大幅增加，降低了整體安全性水平。

四、結論及建議

本文基于2007～2015年我國9家上市銀行的財務指標，運用主成分分析和多元線性回歸實證檢驗信貸資產證券化對上市銀行盈利性、流動性和安全性方面產生的效應，實證研究結果表明：上市銀行開展信貸資產證券化業務且擴大證券化比率，對盤活存量資金、改善流動性方面發揮了顯著的正面效應。在增加商業銀行的收入來源，提高商業銀行的綜合盈利能力方面也發揮了一定的正面效應。但是，在分散商業銀行風險、提高安全性水平方面并未獲得預期的積極效應。根據以上結論，本文現提出以下建議：

（一）大力推進信貸資產化在我國商業銀行間的發展，較快實現盈利模式的轉變

長期以來，存貸利差收入是我國商業銀行最主要的營業收入來源，由于利差收入在營業收入中占比過高，因此商業銀行對存貸款利率高度敏感，微弱的利率調整可能造成利差收入巨大的變動。2015年10月24日，隨著央行宣布放開存款利率管制，我國利率市場化改革的進程接近尾聲，商業銀行利差收入將面臨很大的不確定性。另外，資本市場的快速發展和互聯網金融的普及加劇了“金融脫媒”現象，給傳統盈利模式形成了巨大沖擊。在此背景下，信貸資產證券化作為一種金融創新可以發揮舉足輕重的作用，它將有助于把傳統依賴利差的盈利模式轉化為創造中間業務收入的新模式。因此，大力推進信貸資產證券化在我國銀行間的發展將增加商業銀行收入來源，拓寬盈利渠道，擺脫傳統盈利模式的束縛。

（二）將信貸資產證券化作為商業銀行盤活存量資金、提升流動性的重要利器

繼巴塞爾委員會發布《第三版巴塞爾協議》（Basel III）后，2012年6月，中國銀監會發布了《商業銀行資本管理辦法（試行）》，簡稱《資本辦法》?！顿Y本辦法》在參考巴塞爾協議Ⅲ的基礎上，擴展了資本監管的層次，對我國商業銀行提出了更加嚴格的要求?；仡?013年6月和12月，我國銀行業出現了兩次“錢荒”，商業銀行流動性不足，導致了整個金融市場震動，而流動性不足的主要原因是我國商業銀行資產負債管理長期存在期限錯配問題：一是“短存長貸”錯配，貸款期限大部分在五年以上，而存款大多是五年以下的定期存款和活期存款。二是銀行間同業拆借、回購和買入返售等業務的期限錯配問題突出。信貸資產證券化特殊的運作原理，可以將流動性較低的存量資金打包出售，提前轉化為流動性較強的現金，緩解期限錯配的矛盾，是提升商業銀行流動性的一項重要利器和法寶。

（三）進一步擴大不良資產證券化的比率和規模，真正實現轉移風險、提高安全性水平的目標

按交易程序，金融市場劃分為發行市場和流通市場，發行市場是流通市場存在的基礎和前提，而流通市場的出現與發展會進一步促進發行市場的發展。如果流通市場低迷，發行的證券會由于缺乏流動性而導致發行市場的萎縮甚至停滯。我國信貸資產證券化產品在銀行間債券市場交易，雖然采取了現券交易和質押式回購交易方式來擴大交易規模，但是由于全國銀行間債券市場和交易所債券市場相對隔離，導致了交易不活躍，流動性較低的局面。因此，需要使信貸資產證券化產品同時在銀行間和交易所債券市場發行和交易，形成一個完整的流通機制，吸引更多的投資者參與，進而擴大證券化交易規模和證券化比率，實現不良貸款和高風險資產證券化，提高商業銀行的安全性水平。

作者簡介：李奇（1989-），男，哈尼族，云南人，北京林業大學金融學碩士研究生，研究方向：金融市場、林業金融;陳曉倩（1973-），女，漢族，陜西人，北京林業大學經濟管理學院副教授，研究方向：林業經濟政策，林業投資貿易。