特许权价值、隐性保险与银行风险——中国商业银行的经验分析

第3届中国金融学年会——中国·上海2006.10
特许权价值、隐性保险与银行风险
——中国商业银行的经验分析
李燕平韩立岩1
摘要：本文运用1994－2003年间的面板数据，实证检验了特许权价值对我国14家商业银行风险行为的影响。

我们发现：两者之间呈显著负相关关系，银行间个体差异并不改变这一结论，这与国际文献的研究结果一致。

但是，在回归分析中引入反映隐性存款保险的变量后，特许权价值对银行风险行为的敏感性大大降低。

进一步地，通过对样本银行的区别检验发现，这种不敏感性在不同性质的银行之间几乎没有差异，表明由于国家的隐性保险几乎覆盖整个银行体系，特许权价值的自律机制不能得到有效发挥。

关键词：特许权价值隐性存款保险风险行为面板数据
引言
银行特许权价值（charter value，也作franchise value），也称为银行特许经营权，通常定义为银行被关闭之前的价值（Masaru Konishi, Yukihiro Yasuda，2004），是指一国政府为确保银行业稳健经营而施加的公开的或者隐含的保护。

特许权价值有两个来源：第一，管制者限制银行业市场竞争使银行获得创造垄断利润的机会，称之为“市场相关”（market- related）；第二，银行之间效率差异、借贷关系等具有的价值，称之为“银行相关”（(bank- related）（罗滢，2005）。

由于银行一旦被关闭，它将失去特许权价值带给它的大部分收益，因此这一价值也可反映银行未来的持续增长能力。

另外，特许权价值增强了银行对贷款组合进行风险管理的激励，使之成为更为稳定的金融机构，非常有利于银行稳健经营，故构成了银行经营活动中的自律手段（Buser et al.，1981；Marcus，1984；Keeley，1990）。

货币借贷的基础是信用，信用的天然脆弱性使得银行作为经营货币的特殊企业时时面临信用中断给其带来的损失和风险。

本文所讨论的银行风险仅指商业银行利用其相对于储户和监管部门的信息优势，增加资产组合的风险或者漠视项目风险而进行信贷扩张，即过度冒险行为。

目前国内商业银行信贷业务和中间业务仍然不匹配，混业经营的思路尚不明确，国家金融安全控制体系尚不健全，但是为履行WTO承诺，2007年伊始又要向发达国家全面开放金融服务业市场，这为金融发展与国家安全的平衡带来了历史性的挑战。

当前我国整个金融业尚处于转型期，一方面银行体系的商业化改革尚未完成，国家对银行业的准入限制、业务许可等政策一定程度上保护着国内银行的利益；另一方面，金融市场对外开放的压力又迫使商业银行必须短期内实施战略转型以适应新形势的变化。

原本国内商业银行的风险管理就处于弱势地位，而与外资银行共同竞争的现实可能又会促使国内银行为保持市场份额和盈利水平而弱化对风险行为的控制，导致银行体系道德风险增加。

这在国有银行和股份制银行中都有所体现：就国有银行来看，居高不下的不良贷款率反映出银行在资产选择中疏于管理，有过度冒险之嫌。

以农行为例，2000年－2003年其不良贷款率均在30％以上，2001年更是高达42.12％。

而倍受市场关注的深发展“15亿元问题贷款”更是近期较有代表性的个案。

2003年8月深圳发展银行向中财国企投资有限公司、首创网络有限公司及其系列企业发放了共计15亿元贷款，这对总股本为19.5亿的深发展来说，堪称天文数字。

这笔巨额贷款在新管理层继任后被发现存在不符合内部管理程序和借款人使用贷款违规的嫌疑，遂报案并获立案。

据该行发布的2005年年报，中财一系列贷款已成为该行不良贷款中的一个主要部分，而2006年第一季度报告中也披露，已累计为该笔贷款计提约5亿元减值准备。

国内银行业风险行为的现状与隐性存款保险关系密切，我国对存款人的保护事实上超过任何发达国家。

从上世纪90年代末期至今，在处理问题金融机构的过程中，无论最终采取行政关闭、业务托管还是并购重组，所有的债务都由国家一力承担，储户和银行都形成了政府保护的固定预期，极大增强了银行采取冒险行为的激励。

由此可见，当前的隐性存款保险机制使得银行失败的成本不由股东和债权人承担，全部转嫁给了政府，增强了银行经营者过度冒险的激励，而富有价值的特许经营权又抑制了这种
1李燕平，女，北京航空航天大学经济管理学院博士生，山西财经大学财政金融学院讲师；韩立岩，男，北京航空航天大学经济管理学院教授，金融系主任，博士生导师
道德风险动机。

那么，它们的交互作用最终会如何影响银行的风险行为？本文的目的就是寻找特许权价值和隐性存款保险与中国商业银行风险选择行为之间关系的经验证据。

本文的主要贡献在于：1、基于1994－2003年间中国14家商业银行的相关数据，在量化银行风险行为的基础上，检验了特许权价值对银行经营活动的约束作用；2、引入制度变量，检测了隐性存款保险对银行风险选择行为的影响；3、结合公司因素和制度背景，再次检验特许权价值与银行风险行为之间的关系；4、考虑到我国银行体系的层次性，区别检验特许权价值对不同性质银行的风险约束情况。

本文的安排如下：第二部分是文献回顾，介绍相关研究现状；第三部分阐明本文的思想方法、计量模型及数据处理；第四部分分析计量结果；最后是结论和政策含义。

二、文献回顾
Buser et al.（1981）和Marcus（1984）在分析银行业道德风险时提出特许权价值这一重要概念。

他们指出：出于维护金融安全的考虑，绝大多数国家都实行银行业市场准入管制，银行必须获得政府颁发的许可证才能正常运营，许可证的供不应求使其极具市场价值，这一价值就是银行特许权价值。

由此可见，特许权价值本质上来自于市场准入壁垒、利率上限和竞争限制等为银行创造的垄断租金，反映出市场声誉、规模经济和信息优势给银行带来的好处。

自从Merton（1977）开创性地建立了存款保险与看跌期权之间的对应关系后，许多学者都在类似框架下研究银行的资本决策。

Marcus（1984）运用期权定价公式建立模型后发现：特许权价值较高的银行由于担心因倒闭而损失垄断租金，倾向于低风险决策；而特许权价值较低的银行则偏好高风险投资。

Keeley（1990）运用状态偏好模型分析了特许权价值对银行风险行为的潜在效应，得出的结论与Marcus（1984）相似，不同之处在于状态偏好模型还阐明了银行能够从违约风险中获益的条件，即：只有当增加风险所获得的期权价值大于破产失败后损失的特许权价值时，银行才会选择过度风险行为，因此特许权价值与资本金一样具有抑制道德风险的作用。

Sangkyun Park（1997）是阐述特许权价值对银行风险行为影响的又一重要文献。

Park （1997）的分析与Buser et al.（1981）和Gjerde and Semmen（1995）直接相关。

Buser et.al （1981）将银行监管视为存款保险的隐含价格，分析了监管对银行风险动机的影响。

Gjerde and Semmen（1995）运用线性规划模型求出最优杠杆和资产组合的解。

而Park（1997）则在假设“储户只在每期期初提取存款”和“银行可同时投资于风险和无风险资产”的基础上提出一个两阶段模型，得出“银行经营失败的概率是风险投资回报率的函数”的结论。

由于假定股东风险中性，且风险投资和无风险投资均为净现值为零的项目，因此当经营失败时，银行可以获得来自有限责任的收益，这也是将存款保险视作看跌期权时的期权价值。

这一期权价值在构成存款保险公司损失的同时也形成银行的期望收益，因此银行都有最大化这一价值的动机。

一旦将特许权价值引入银行利润函数后，会发现特许权价值与上述期权价值呈反向关系。

也就是说，银行特许权价值越小，期权价值就越大，故银行的期望收益就会越高，银行也就越有动力冒更大风险，反之亦然。

一系列实证研究有力地验证了上述理论模型。

Keeley（1990）的研究发现，20世纪80年代美国银行部门竞争加剧降低了特许权价值，由此也增强了他们冒险经营的动机。

Keeley 发现同期特许权价值和银行资本资产比率之间存在正相关关系，他将此解释为特许权价值与银行风险行为之间呈反向变化。

Tina M.Galloway et al（1997）以美国银行业风险控制体系的发展为背景，选择86家样本银行，以银行风险作为被解释变量，特许权价值、经营杠杆和资本杠杆为解释变量，分析了1977－1994年间美国银行业特许权价值和风险行为之间的变化关系，得出在样本期间具有高特许权价值的银行较为谨慎进行投资而较低特许权价值的银行则倾向过度冒险的结论。

Reint Gropp and Jukka Vesala（2000）使用欧盟1991－1998年间128家样本银行的数据，用两阶段模型分别估计了银行杠杆风险（负债账面价值/资产市值）、资产风险（不良贷款/总资产）及总风险（股票年收益标准差）和特许权价值（托宾Q）之间的关系，证实银行风险与特许权价值之间存在显著负相关关系。

Masaru Konishi and Yukihiro Yasuda（2004）采用1990－1999年间日本的银行数据建立面板数据检验银行风险和特许权价值、所有权结构以及银行规模之间的关系，发现特许权价值降低显著增加了银行风险。

Gonzalez（2005）对36个国家251家银行1995-1999年的数据进行实证分析，同样得到了特许权价值和银行冒险动机呈反向关系的结论。

目前，国内关于银行风险的学术成果已经不少，但针对特许权价值和银行风险进行的研究却并不多见。

陈志英（2002）在特许权价值的基础上提出银行运营价值的概念，定性分析了其不确定性、易变性和依附性的特点，并提出在处理失败银行中既要注意运营价值的管理问题，又要注意保护这一价值。

陆前进（2002）着重从经济学角度分析特许权价值，指出特许权“在本质上是银行凭借其特许地位取得的经济租金”，并提出简化计算特许权价值的公式。

在此基础上他还对特许权价值与银行风险的关系进行了定性分析，指出特许权价值的变化是促成东南亚金融危机爆发的重要原因。

梁缤尹（2005）则运用实物期权方法构建了自律选择的决定模型，并指出：银行特许权价值确能发挥对风险动机的自我约束作用，有高特许权价值的银行有自我激励的动机，即使在缺失严格风险管制的情况下也会保护来自于直接或间接的存款保险的垄断租金，不会有过度的风险行为。

实证方面的研究以苑素静（2005）和李艳（2006）为代表。

苑素静（2005）分别计算了中美银行特许权价值并进行比较发现：加息与否都没有改变中国银行业特许权价值略大于美国的结果，这主要是中国独特的存款准备金制度和服务手续费收入以及金融经营模式的中美差异所致。

李艳（2006）对中国银行业单位资本的特许权价值进行了实证研究，但是文章着重分析的是影响特许权价值的因素，没有涉及与银行风险行为之间的关系。

上述文献回顾表明，国外对银行业特许权价值和风险行为的研究涵盖了理论和实证两个层面，证实特许权价值是银行的自律手段，对遏制银行冒险行为能够产生重要的影响。

国内有关银行特许权价值的研究大多是做定性讨论，少数针对银行的实证研究也着重特许权价值的计算，没有将其同银行风险结合起来进行考虑，也没有考虑国家提供的隐性存款保险，同时缺乏对不同性质银行的区别分析，因此有必要加强该领域的研究。

三、模型描述和研究方法 由于特许权价值被视为银行未来净收入的现值，体现了银行未来的增值潜力，因此托宾Q 值（公司市场价值与重置成本之比）是测算银行特许权价值的一个理想指标（Lindenberg and Ross ，1981；Smirlock ，1984）。

在实证研究中，使用托宾Q 值代替特许权价值的好处还在于既能使不同规模的银行具有可比性，也可以反映银行的垄断租金（Reint Gropp and Jukka Vesala ，2004）。

T.M. Galloway et al.（1997）采用银行的股票市值与帐面价值之比计算Q 值来表示特许权价值。

而银行风险行为的衡量指标，通行的做法是以股票收益的标准差来测算（Osborne and Lee, 2001;Reint Gropp and Jukka Vesala,2004）。

本文的主要目的是就中国商业银行特许权价值与风险行为的关系进行经验分析。

如上所述，国外文献中对银行风险行为是以股票收益率的波动来刻画的，而目前我国只有五家上市银行（不含2006年7月在上海证交所上市的中国银行），而它们不能全面反映整个银行体系的状况，因此不能应用这一指标来衡量银行风险。

在T M.Galloway et al （1997）中，曾进行过敏感性分析，发现以银行“贷存比（贷款与存款之比）”替代股票收益标准差衡量银行风险前后得到的回归结果相似。

因此考虑到数据的可得性，我们采用“贷款/存款”描述银行风险行为。

另外，由于样本银行并非全部上市，本文不使用托宾Q 值代替特许权价值，我们将引用李艳（2006）计算得出的特许权价值作为模型变量的取值。

我们将沿袭T.M. Galloway et al.（1997）的研究思路并根据我国的实际情况修正其模型。

本文在以下三点区别于T.M. Galloway et al.（1997）：第一，我们在模型中加入时间变量，建立面板数据模型进行估计，以便在扩充样本点的同时进行不同性质银行的比较分析。

第二，隐性存款保险使银行失败成本外在化，海发行倒闭、广国投破产、农金会清算、城市信用社兼并等事件已充分说明了这一点。

所以，将隐性保险作为影响银行冒险动机的重要因素。

第三，在变量的选择和定义上结合现实和数据的可得性等因素做适当的调整。

鉴于此，我们建立以下模型： 1,41,31,21,10,−−−−++++=t j t j t j t j t j LNASSET CLV OPLV UBCV BR βββββ t j t j t j t j UBCV DIS DIS ,1,,61,5εββ+++−− j ＝1，2…14 t=1,2…10 这是面板数据模型中常见的固定影响模型。

根据既有文献，1β为负可以解释特许权价值的确能降低银行风险行为；而2β和3β分别为正值和负值表明银行会有更高的风险行为
（Lev,1974; Mandelker and Rhee,1984;Saunders et al.,1990）；4β的符号则不确定，因为规模大的银行既有可能在“大而不倒”的政策下具有比小银行更强的冒险动机，也有可能凭借多样化投资而降低资产风险（T.M. Galloway et al.，1997）。

关于模型中各变量的定义和标识如表1： 表1 变量的名称、标识和定义 名称 标识 定义 银行风险 BR j,t 用银行各年末的贷款与存款之比表示 特许权价值 UBCV j,t-1单位资本特许权价值，来自李艳（2006） 经营杠杆 OPLV j,t-1银行各年末固定资产与总资产之比表示 资本杠杆 CLV j,t-1银行各年末所有者权益与总资产之比 银行规模 LNASSET j,t-1银行各年末总资产的自然对数 存款保险（虚拟变量） DIS j,t 国有银行取1，其他银行取0（张正平等，2005）交叉项 DIS j,t *UBCV j,t-1虚拟变量与单位资本特许权价值的交叉项 说明：各变量下标j 是指第j 家银行，t 是指时期t 本文实证研究的样本银行共有14家，分别为4家国有商业银行、5家上市银行和5家股份制银行，各家银行的数字代号和在计量回归过程中的变量标识如表2： 表2 样本银行及其数字代号和标识 银行名称 数字代号 变量标识银行名称 数字代号 变量标识 中国工商银行 1 GS 招商银行 8 ZS 中国农业银行 2 NY 上海浦东发展银行 9 PF 中国银行 3 ZH 交通银行 10 JT 中国建设银行 4 JH 中信实业银行 11 ZXSY 华夏银行 5 HX 光大银行 12 GD 民生银行 6 MS 广东发展银行 13 GF 深圳发展银行 7 SFZ 兴业银行 14 XY 本文研究所使用的数据样本期为1994－2003年，数据来源于相关年份《中国金融年鉴》、银行年报及各家银行网站。

四、估计方法、估计结果及其分析 我们采用Eviews3.1对上述模型进行估计，因变量为银行风险行为，自变量为特许权价值、杠杆比率等公司因素以及隐性保险等制度因素。

本文从以下两方面进行计量估计和分析： （一）对样本银行的整体检验 首先，将所有样本银行的数据建立一个面板数据进行估计，在四个不同设定下分别检验银行特许权价值、公司因素和制度因素对银行风险选择行为的影响。

采用广义最小二乘法（GLS ）进行加权估计以消除截面数据导致的异方差影响后，得到如下回归结果（见表3）： 表3 对所有样本银行的估计结果 变量 回归结果 （1） （2） (3) (4) UBCV t-1（单位资本特许权价值） Coefficient (t-Statistic) (Prob.) -0.319055 -5.836602 0.0000 -0.174432-3.6661460.0004 0.267871 13.04808 0.0000 0.230479 7.870090 0.0000 OPLV t-1（经营杠杆） Coefficient (t-Statistic) (Prob.) 2.587638 1.703798 0.0911 0.407420 0.253866 0.8000 CLV t-1（资本杠杆） Coefficient (t-Statistic) (Prob.) -0.741260-1.9101160.0585 -0.872065-1.6387380.1040 LNASSET t-1（规模） Coefficient (t-Statistic) （Prob.) 0.024631 5.501869 0.0000 -0.006227-0.8642350.3892 DIS t （隐性存款保险，虚拟变Coefficient (t-Statistic) 0.108978 8.513511 0.136790 4.533576
量） (Prob.) 0.0000 0.0000 DIS t ×UBCV t-1（交叉项） Coefficient (t-Statistic) (Prob.) -0.587245 -11.94542 0.0000 -0.500251-7.8820300.0000 Total observations 125 123 125 123
Adjusted R 2 0.977848 0.970516 0.929693 0.929693 F-statistic 5474.794 1004.976 269.8744 269.874 Prob(F-stati stic) 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 在设定（1）中，我们估计了特许权价值对我国商业银行风险行为的影响。

结果表明：特许权价值获得了预期的负系数，且在统计上显著为正，为特许权价值与银行风险行为之间存在负相关关系提供了实证证据，表明较高的银行特许权价值的确能够有效降低商业银行的风险行为，具有较高特许权价值的银行在资产选择中会更加谨慎，特许权价值对银行经营确实发挥着自律作用。

在设定（2）－（4）中，被解释变量仍然是银行风险行为，我们分别将公司因素（包括经营比率、资本杠杆和银行规模）和制度因素（隐性存款保险制度及其与特许权价值的交叉项）纳入模型中，以不同的方式组合这些控制变量，测量它们对回归方程的影响。

设定（2）的估计结果显示：考虑公司因素后，并不改变特许权价值的系数符号和显著性，体现出特许权价值对银行风险行为的制约作用并不因银行间存在个体差异而受到影响。

在回归中，经营杠杆和资本杠杆的系数获得了预期的符号，经营杠杆越高，资本杠杆越低，银行风险行为越严重，这与国外文献的研究结论一致，它们分别在10％和5％的水平下显著。

另外，银行规模（以总资产的对数表示）的系数为正，表明规模和银行风险之间正相关，即从整个商业银行体系来看，规模越大的银行越有可能在经营中采取过度冒险行为。

这在一定程度上似乎可以提供我国银行业中存在着“大而不倒”（too －big －too －fail ，TBTF ）现象的证据。

将隐性保险引入模型后的回归结果发现：特许权价值的系数由负变正，且在统计上显著；（隐性存款保险）获得显著的正系数，DIS UBCV DIS ×（隐性存款保险与特许权价值的交叉项）则获得了显著的负系数。

对此我们的解释是：一方面，隐性存款保险意味着国家承担银行失败的全部成本，数次政府处理金融机构破产事件的态度和措施使得银行对此有充分预期，因此会增强经营中的风险激励，提高了银行资产选择的盲目性和不谨慎。

另一方面，如前所述，的系数为负，表明现存的隐性存款保险削弱了特许权价值对银行风险行为的约束作用，也就是说，由于国家信用担保的全额保险，降低了特许权价值的自律作用。

UBCV DIS ×在设定（4）中，将公司因素和制度因素变量同时纳入回归方程，结果发现：特许权价值仍然获得显著的正系数；杠杆比率的符号虽然维持了与理论文献一致的符号，但在统计上并不显著；DIS 和的回归结果和设定（3）相似。

这些回归结果进一步证实了特许权价值的自律作用极大地受到存款保险制度的制约，我国当前实行的隐性保险破坏了银行自律机制，导致特许权价值对银行风险行为的敏感性大大下降，刺激和鼓励了银行的风险经营动机，增大了事实上的风险行为。

值得注意的是，在设定（4）的回归结果中，规模的系数为负，但不显著。

这说明在目前的银行体制下，我国大银行通过资产多样化来降低投资风险的做法缺乏足够可信的论据，这也从反面进一步证实了“大而不倒”现象在我国的存在性。

UBCV DIS ×（二）对样本银行的区别检验 为进一步检验特许权价值对不同性质银行的影响是否存在差异，我们在设定（5）－（8）中对四大国有商业银行、未上市股份制商业银行、上市银行以及除国有银行之外的其他银行进行了估计。

结果见表4：
表4 对样本银行区别检验的结果
变量 （5） （6） （7） （8）
UBCV t-1（单位
资本特许权价值）
-0.069218
（-1.361024）
（0.1833）
0.285721
（4.534910）
（0.0001）
0.078474
（0.621983）
（0.5378）
0.207612
（8.496616）
（0.0000）
OPLV t-1（经营 杠杆）
-13.20178
（-8.270752）
（0.0000）
6.965771
（2.030539）
（0.0490）
-0.784025
（-0.619809）
（0.5392）
2.007634
（0.997204）
（0.3216）
CLV t-1（资本杠杆）-0.736484
（-0.726648）
（0.4729）
0.159400
（0.125932）
（0.9004）
-1.519941
（-3.354810）
（0.0018）
-0.787199
（-1.779187）
（0.0789）
LNASSET t-1（规模）-0.199550
（-12.16484）
（0.0000）
-0.014432
（-1.254651）
（0.2169）
-0.032477
（-2.200828）
（0.0341）
0.002978
（0.441461）
（0.6600）
Total
observations
36 45 42 87 Adjusted R20.991005 0.890887 0.942176 0.940834
F-statistic 965.0038 90.81323 168.0131 342.8813 Prob(F-statistic)0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
说明：设定的回归结果含义同表3。

（5）的回归结果表明：对国有商业银行来说，特许权价值和资本杠杆获得了预期的负系数，但都不显著；经营杠杆的系数虽然显著，但是符号为负，与预期相反；银行规模在（5）中获得了显著的负系数。

针对未上市股份制银行的回归结果（6）表明：特许权价值的回归系数虽然显著，但符号为正，与理论文献相反；经营杠杆取得了预期的正系数，并在5%水平下显著；资本杠杆的回归系数为正，与预期相反，且不显著；银行规模获得的是不显著的负系数。

（7）是仅就上市银行所做的回归，结果表明：除特许权价值外，其他解释变量的系数均为负，但除了资本杠杆在统计上显著外，只有规模的系数在5%水平下显著。

（8）是就非国有样本银行的回归，结果显示：特许权价值获得了显著的正系数，反映特许权价值与银行风险行为呈显著正相关；杠杆比率得到了预期的符号，但并不显著；规模的系数为正，但在统计上非常不显著。

从以上的回归结果来看，对不同性质银行分别进行检验的估计系数大都没有取得“理想”的符号和显著性，但是我们仍然能够从中提炼出有价值的结论：
1、在特许权价值的估计系数中，只有国有银行获得了预期的负号，但不显著；其他银行的系数均为正，其中只有上市银行的系数在统计上不显著。

说明对不同性质银行而言，特许权价值与风险行为的负相关关系并没有一致地得到实证检验的支持。

对此值得一提的有两点：一是特许权价值对国有银行的风险行为具有一定约束作用，但是这一作用的有效性值得质疑；二是上市银行的特许权价值是不显著的正系数，这可以理解为由于上市银行的治理结构比较完善，市场化运作程度高，因此特许权价值一定程度上发挥了约束风险行为的作用。

2、从杠杆比率的估计系数来看，除了未上市股份制银行的经营杠杆获得的是显著的正号以外，其他性质银行均没有获得预期的系数，说明经营杠杆当前尚不能起到影响银行风险选择行为的作用，这可能和现行法律对银行投资行为的限制有关。

我国《商业银行法》第43条明确规定“商业银行在中华人民共和国境内不得从事信托投资和股票业务，不得投资于非自用不动产，不得向非银行金融机构和企业投资”，因此更高的经营杠杆只是说明银行具有夯实的资产基础，而与其投资组合的选择没有直接关系。

3、国有银行和国有银行外其他股份制银行的资本杠杆的系数均为负，但前者没有通过显著性检验。

这说明虽然股东对银行的监督作用能在一定程度上得到体现，不过由于国有银行的商业化改革尚未彻底完成，所有者缺位限制了股东对银行经营活动的影响力。

五、结论和政策含义。