基于結構方程模型的資本監管對銀行盈利能力影響研究

■易傳和 吳思遠 劉 波

基于結構方程模型的資本監管對銀行盈利能力影響研究

■易傳和 吳思遠 劉 波

結構方程模型改變了傳統回歸分析中無法將多個變量考慮在內同時計算的劣勢，使得計算分析過程更真實可靠。文中將結構方程模型引入商業銀行管理領域，分析了資本監管對銀行盈利能力的影響路徑，同時計算影響路徑中的多個變量，據此分析變量間的影響程度。研究結果表明，資本監管通過約束存貸款擴張、提高資產質量，進而間接地影響了商業銀行的盈利能力。銀行可以在滿足監管要求的基礎上，通過補充資本、提高資本效率、轉變盈利模式來提高盈利能力。

商業銀行；資本監管；存貸擴張；資產質量；盈利能力

易傳和，湖南大學金融與統計學院副教授、金融管理研究中心副主任、碩士生導師；

吳思遠，湖南大學金融與統計學院碩士生；

劉 波，湖南大學金融與統計學院博士生。（湖南長沙 410079）

國際金融危機使全球金融秩序陷入混亂、經濟增長出現衰退，為了改變宏觀經濟、金融監管出現的政策失效，巴塞爾銀行監管委員會頒布了《巴塞爾協議Ⅲ》，對資本監管框架進行了較大的調整，反映了巴塞爾委員會在微觀審慎的基礎上構建宏觀審慎監管框架的指導思想。我國于2012年頒布了 《商業銀行資本管理辦法（試行）》，二者在資本監管上保持一致，不僅更加細致了資本的劃分，還提高了資本充足率和核心資本充足率水平。［1］資本監管要求的提高給銀行業帶來了挑戰，資本監管的核心地位進一步加強。研究資本監管對商業銀行盈利能力的影響及對策，有助于商業銀行提高運營能力，為金融體系的安全提供保障。

一、文獻綜述

根據國內外的研究，資本監管對商業銀行盈利能力的影響大致可以分為兩類。

資本監管對商業銀行盈利能力有負面影響。李宇嘉等［2］對國內外銀行資本監管的研究發現，資本監管與銀行資產收益率的關系是非線性的，單靠提高資本監管而不考慮足額計提貸款損失準備，來改善銀行財務績效的做法是不可行的。Rubi等［3］的研究認為，資本約束只能促使規模較小或資本充裕的銀行提高資本充足率，銀行資本決策并未驅動盈利能力的提高。Harle等［4］采用次優化模型數據，對歐洲45家最大規模的銀行進行估算，認為填補資金缺口會降低銀行利潤，資本監管新標準會給銀行盈利帶來前所未有的壓力。陸靜［5］在對美、中、歐等國際銀行資本充足率研究中認為，資本監管新規對資本充足率、杠桿率、流動性等的要求將進一步加大銀行經營成本，致使凈資產收益率下降，對盈利能力產生負面作用。陸岷峰［6］認為：降息政策實施，必然引起商業銀行利潤總額與利潤結構急劇變化，使有些銀行財務出現危機，甚至“被退市”。黃銳等［7］采用動態隨機一般均衡模型研究資本監管時認為，政策實施后銀行若采取獲取資本、削減股息的方式達到監管要求，將使凈資產收益率的新穩態從政策實施前的11.85%下降至9.48%。孟衛東等［8］利用單步GMM研究表明，資本監管的變化對銀行績效（ROA和ROE）的影響不顯著，隨著資本監管的強化，增加資本緩沖會對盈利能力產生負面影響。

資本監管對商業銀行盈利能力有正面影響。Slovik等［9］利用聚合數據研究表明，銀行業資本充足率達到《巴塞爾協議Ⅲ》的監管要求時，其利息收入、存貸利差、資產質量、資產收益率進一步上升。宋琴等［10］認為資本監管新規短期雖然對商業銀行造成沖擊，但長期將促進銀行盈利模式轉型、提高風險管理水平，從而增加銀行績效。張健華等［11］在研究銀行效率及其影響因素時發現，銀行風險業務的監管程度如資本約束對銀行效率有促進作用。李維安等［12］認為銀行盈利能力與下一期資本增長速度正相關，資本監管壓力越大，銀行資本增長速度越快，表明較強的資本監管與銀行盈利能力正相關。

上述研究成果表明：首先，由于研究的角度、選取的數據、變量的統計等不同，目前資本監管如何影響商業銀行盈利能力尚無定論；其次，現有研究的面板數據、時間序列數據都是建立在回歸分析的基礎上，并且較多使用了固定效應模型，然而回歸分析只能處理一個因變量，忽略了其他因變量的存在和影響；再次，已有的研究都傾向于從宏觀上解釋資本監管與銀行盈利的關系，沒有從微觀上研究資本監管對盈利能力的影響路徑，因此研究具有一定的局限性。

本文的創新之處在于：采用結構方程分析代替回歸分析，構建資本監管影響盈利能力的結構方程模型，同時將多個因變量考慮在內，估計變量結構和變量關系，允許自變量和因變量均含有測量誤差，彌補了傳統回歸分析的不足。其次，文章從微觀出發，全面分析了資本監管對商業銀行盈利能力的影響路徑，指出資本監管可以通過對銀行存貸款擴張、資產質量的直接影響，間接的影響商業銀行盈利能力，從路徑分析的角度豐富了現有文獻，加深了對資本監管的認識，同時，有利于商業銀行在此基礎上提高盈利能力，促進我國銀行業的穩健發展。

二、資本監管對銀行盈利能力的影響機理

（一）資本監管對銀行存貸款擴張及資產質量的影響

資本監管將約束存貸款擴張。對存款增長來說，銀行間市場監管的加強，使銀行信用擴張變慢，對債券發行和同業業務的擴張有持續的影響，通過這些業務派生出來的存款將受到制約；加之銀行根據宏觀審慎監管的要求，大力調整資產負債結構，同業存款轉化為活期存款的同業運用渠道大幅收縮，減少了存款的派生。對于貸款增長而言，目前我國銀行不具備及時補充資本的能力，資本監管要求的上升，往往使銀行通過壓縮信貸規模來降低風險暴露水平；我國動態差別準備金率模型要求根據資本充足率水平規定信貸規模，在面臨資本充足率 “政策性”下降的局面，銀行相應的貸款投放規模必定減少。加之非信貸類社會融資規模的壓縮，使企業貸款派生出的存款進一步壓縮，從而制約了存貸款的擴張。

資本監管將提高資產質量。在資本監管較緊時，資本損失的沖擊會迫使銀行按風險權重由高到低的順序緊縮資產，降低了高風險資產的占比，資產風險結構的改變促進了資產質量的提高。目前我國商業銀行以信貸資產為主要資產，信貸收益為銀行收益的主要來源，貸款質量的高低對銀行收益有較大的影響。我國資本監管要求的實施，“資本數量與質量”并重的監管理念，以及內部評級法的引入，降低了不良貸款率，增加了銀行風險識別、計量和定價的能力，對公司貸款和專業貸款的吸引力增強，貸款質量的提高又進一步提高資產質量。

（二）銀行存貸款擴張及資產質量對盈利能力的影響

從短期利益考慮，盈利能力主要反映了商業銀行的收益。短期內，在資本監管強化期，銀根收緊、存貸款減少、業務規模下降，貸款撥備率監管指標推升了銀行單位貸款成本，信貸收益率變相下降；加之偏緊的貨幣政策使商業銀行流動性較為緊張，存貸比指標的限制縮窄了利差收入，進一步拉低了銀行的收益。

從長遠利益考慮，盈利能力反映了商業銀行的可持續發展能力。首先，生息資產驅動著銀行的利潤增長。銀行經營風險較大時，居民存款意愿較低，儲蓄存款增長緩慢，銀行資產增長也將減速，最終影響銀行利潤的增長?！鞍腿麪枹蟆辟Y本充足率要求的提高進一步減少了客戶的融資成本，三大支柱使銀行能夠保持充足的資本覆蓋各種風險，長期將提高銀行的信譽度，加快生息資產擴張，拉動銀行利潤的增長。其次，資產質量的提高促使盈利能力的提高。巴塞爾資本協議對風險大小不同的資產設置不同的風險權重，來引導銀行資產配置向風險權重較小的資產傾斜，當銀行資產質量提高資產風險下降時，存款者風險溢價的支付減少，信貸成本降低，對銀行的盈利能力產生正面影響。再次，收入來源擴大對盈利貢獻度逐步增加。隨著銀行資本監管要求的不斷提高，傳統的信貸業務以及靠息差收入為主的粗放型盈利模式難以為繼，為了提高抵御風險的能力，保持盈利的持續性，銀行積極開展中間業務推進盈利模式的轉型，未來銀行信貸的多樣化、收益的多元化、經營的綜合化，將為盈利的持續增長提供條件。

綜上所述，資本監管短期內雖然壓縮了我國銀行業存貸款擴張，但是長期內生息資產的增加、資產質量的提高、收入來源的擴大，將提高我國商業銀行的盈利能力。

三、樣本選擇與研究設計

（一）研究假設

H1：資本監管與商業銀行盈利能力正相關

H2：資本監管與商業銀行存貸擴張負相關

H3：資本監管與商業銀行資產質量正相關

H4：商業銀行存貸擴張與盈利能力負相關

H5：商業銀行資產質量與盈利能力負相關

（二）變量及樣本的選擇

1.變量的選擇。為了探討資本監管通過存貸擴張和資產質量對銀行盈利能力的影響，本文根據已有的研究和相關的理論知識選定以下測量指標來作為資本監管、存貸擴張、資產質量和盈利能力的代理變量,如表1。

上述正向指標 （指數值與隱變量績效成正比的指標）有：資本充足率、核心資本充足率、存款增長率、貸款增長率、資產收益率、凈利潤；逆向指標 （指數值大小與隱變量績效成反比的指標）有：不良貸款率、貸款撥備率、成本收入比。

2.樣本的選擇。為保持數據的時效性，本文選取16家上市銀行2009年一季度至2014年二季度間的各季度數據進行分析，主要來源于中國人民銀行網站、Wind數據庫及各家銀行年報，采用列表刪除法處理缺失的數據，最終得到293組數據，同時為保證研究的準確性和可行性，采用取倒數法對逆向指標進行正向化處理。

（三）實證模型的構建

1.實證模型的選擇。本文中的資本監管、存貸擴張、資產質量以及盈利能力，均為無法直接測量的隱變量，需要通過相應的指標變量進行描述；文章需要從全局的角度，研究自變量資本監管對多個因變量存貸擴張、資產質量和盈利能力的影響及其相互影響。傳統的回歸分析中處理多個因變量時需要分別計算，且只允許因變量存在測量誤差，這樣在每次計算時就沒有考慮到變量間的相關性及自變量的測量誤差。結構方程模型又稱隱變量分析模型，是用可直接測量的變量即顯變量作為隱變量的代理變量，同時計算多個因變量，將顯變量與隱變量、隱變量與隱變量間的關系考慮在內，符合本文實證模型構建的需要。因此本文選擇結構方程模型進行實證分析。結構方程模型由測量模型和結構模型兩部分組成：

表1 初始測量指標選擇

測量模型描述隱變量與顯變量的關系，可以寫成：

其中，外生隱變量（由顯變量決定的變量，即自變量）ξ通過反應х對ξ關系強弱程度的系數矩陣Λх和測量誤差σ連接到外生標識，即顯變量х；內生隱變量（由隱變量決定的變量，即因變量）η通過反應У對η關系強弱程度的系數矩陣ΛУ和測量誤差ε連接到內生標識，即隱變量У。

結構模型反應隱變量間的關系，可以寫成：

其中，η為內生隱變量、ξ為外生隱變量、β為內生隱變量間相互關系矩陣、Γ為外生隱變量對內生隱變量影響的關系矩陣、ξ為結構方程的誤差項。方程通過系數矩陣β、Γ和誤差矩陣ζ將內生隱變量與外生隱變量聯系起來。

2.結構方程的建立。根據上文分析可用數學方程表述隱變量間關系：

其中λ1代表資本監管（A）對資產質量（B）的影響，е1代表隨機因素；λ2代表資本監管（A）對存貸擴張（C）的影響，е2代表隨機因素；λ3代表資本監管（A）對盈利能力（D）的影響，λ4代表資產質量（B）對盈利能力（D）的影響，λ5代表存貸擴張（C）對盈利能力（D）的影響，е3代表隨機因素。

四、實證檢驗與分析

（一）模型的擬合

使用Amos22.0運用最大似然估計法（Maximum Likelihood）對結構方程模型進行構建及擬合，模型修正后得到的標準化結果，如圖1所示，箭頭上的數值表示兩個變量間的路徑系數，正值表示正相關，負值表示負相關，數值越大表示相關程度越大，模型擬合修改后得到的各檢驗結果，如表2：

根據卡方結果我們可以看到，卡方值為21.989，自由度為14，卡方自由比小于2。模型擬合后的概率值為0.079，大于臨界值0.05，接受虛無假設，認為模型合適。

表2 模型擬合結果

圖1 結構方程模型的擬合

（二）模型的檢驗

表3顯示了非標準化的路徑系數及路徑顯著性的檢驗結果。當CR值大于1.96時該路徑系數通過檢驗，表明路徑設置合理。當P值顯著時非標準化回歸系數有意義，意味著路徑的顯著性通過檢驗（P值小于0.005時說明該值顯著，三個星號表示在0.001水平上顯著）。

從表3中可以看到，資本監管到存貸擴張、資產質量，及存貸擴張、資產質量到盈利能力路徑的P值均大于0.005，表明路徑設置合理且存在顯著的相關性，即資本監管對存貸擴張和資產質量有顯著的影響，而存貸擴張和資產質量對盈利能力有顯著的影響；但資本監管到盈利能力路徑的P值為0.92，大于0.005沒有通過檢驗，表明資本監管對盈利能力的直接影響不顯著。上述分析表明資本監管可以通過對存貸擴張和資產質量的顯著影響來間接影響盈利能力，與本文理論部分的分析相吻合。同時根據表3所示，資本監管、存貸擴張、資產質量和盈利能力各測量指標的P值均大于0.005，即各顯變量和其對應的隱變量間存在顯著的相關性，表明本文資本監管、資產質量、存貸擴張、盈利能力的代理變量選取合理。綜上本文測量方程和結構方程的設置均合理。

表3 非標準化回歸系數估計及顯著性檢驗

一般文章的結果分析都采用標準化后的回歸系數，如果模型沒有出現錯誤，標準化后的回歸系數估計值應該在-1到1之間。如表4所示，所有標準化的路徑系數均達到要求，再次驗證模型設置的合理性。

表4 標準化回歸系數

（三）實證結果分析

本文隱變量資本監管、存貸擴張、資產質量及盈利能力間的結構關系，通過路徑系數來體現。模型擬合的隱變量間的總效應、直接效應和間接效應，結果如表5：

1.資本監管對存貸款擴張具有約束作用。標準化的路徑系數為-0.201，表明資本監管對存貸款擴張的直接效應是-0.201，說明當其他條件不變時，隱變量“資本監管”每提升1個單位，隱變量“存貸擴張”將下降-0.201個單位。接受假設H2，資本監管與存貸擴張負相關，即資本監管對存貸款擴張有約束作用。

2.資本監管可以提高資產質量。直接效應和總效應都為0.273，表明資本監管對銀行資產質量有直接的正向影響，不存在中間變量，“資本監管”每提升1個單位，“資產質量”將提升0.273個單位。接受假設H3，資本監管與資產質量正相關，即資本監管有助于商業銀行資產質量的提高。

表5 隱變量間的路徑效應

3.適當約束存貸款擴張并提高資產質量可以提升盈利能力。存貸款擴張到盈利能力的路徑系數為-0.563（接受假設H4，存貸擴張與盈利能力負相關），資本監管到存貸款擴張的路徑系數為-0.201，此時資本監管通過存貸擴張對盈利能力產生的間接效應為-0.201*（-0.563）≈0.11，表明當其他條件不變時，“資本監管”每提升1個單位，商業銀行“盈利能力”將間接提升（通過存貸款擴張傳遞）0.11個單位。

資產質量到盈利能力的路徑系數為0.792（接受假設H5，資產質量與盈利能力正相關），資本監管到資產質量的路徑系數為0.273，此時資本監管通過資產質量對盈利能力產生的間接效應為0.273*0.792≈0.21，表明當其他條件不變時，“資本監管”每提升1個單位，商業銀行“盈利能力”將間接提升（通過資產質量傳遞）0.21個單位。

4.適度的資本監管可以提高盈利能力。綜合1、2、3，“資本監管”對“盈利能力”的總間接效應為0.11+0.21=0.33，加之“資本監管”對“盈利能力”的直接效應0.164，“資本監管”對“盈利能力”的總效應為0.33+0.164=0.494，表明“資本監管”每提升1個單位，“盈利能力”總共提升0.494個單位。接受假設H1，資本監管與盈利能力正相關性，適度的資本監管可以提高盈利能力。

需要注意模型擬合時隱變量“資本監管”對“盈利能力”的影響路徑并不顯著，表明資本監管難以直接影響盈利能力；通過“存貸擴張”和“資產質量”影響“盈利能力”的路徑十分顯著，表明資本監管通過對存貸款擴張和資產質量的影響，進而間接顯著地影響了商業銀行盈利能力。綜上所述，資本監管通過約束存款和貸款擴張，提高資產質量，長期內顯著地提高了商業銀行的盈利能力。

五、建議

根據研究結果，本文提出如下幾點建議：第一，拓寬外源融資，挖掘內源融資。商業銀行應在現有外源融資基礎上增加優先股發行，不斷拓寬外源融資方式。優化資產結構，增加盈利，提高留存收益比例用于本銀行再投資，挖掘內源融資從根本上解決資本不足的問題。第二，提高資本效率，降低資本消耗。引入信用風險模型，降低加權風險資產；優化市場風險模型，識別、預測市場風險的主要來源和變化趨勢，提高資本效率。重構資產負債表節約資本，采用非價格戰的方式構建穩定的存款基礎，發展面向大眾的低資本消耗高回報的零售業務，降低資產業務資本消耗；確保投資者知曉銀行改善風險的行為，向投資者提供透明的證券發行信息，以減少負債業務資金成本。第三，轉變盈利模式。規模較大的銀行要開展綜合化經營，突破傳統金融中介業務的限制，開展證券、保險、信托、租賃等業務，以獲得最大收益；規模較小的銀行要開展專業化經營，通過業務專業化和區域專業化形成品牌優勢，服務于地方經濟、中小企業或城鎮居民。合理調整信貸業務結構，減少對存貸差獲利的依賴，增加中間業務收入，實現資金來源多元化、運用多元化和收入多元化。同時加強對員工專業能力的培訓，引入創新型人才，以迎合我國商業銀行盈利模式轉型對專業化人才的需求。

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［9］Slovik,P.Systemically Important Banks and Capital Regulation Challenges.OECD Economics Department Working Papers No.916,2012.

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［11］張健華,王鵬.銀行效率及其影響因素研究—基于中、外銀行業的跨國比較［J］.金融研究,2011，(5).

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【責任編輯：易 斌】

F831

A

1004－518X（2015）11－0045-07

教育部高等學校博士學科點專項科研基金項目（2011061110023）