投資者情緒影響銀行風險承擔以及業績的實證研究

張齊云

（安徽信息工程學院，安徽 蕪湖 241000）

一、引言

2008年的經濟危機使得過度承擔風險的商業銀行成為了口誅筆伐的對象，探究此次危機的深層次原因，學者們認為是商業銀行過度的高杠桿和低標準的信貸政策，導致銀行風險累計，最終引發金融危機（Dewatripont et al.，2010）[1]。 在此次危機中，我國商業銀行并沒有受到太大的沖擊，這與我國銀行業自身特殊的風險承擔特征有關。但隨著市場化改革的進一步加快，我國商業銀行以往隱性擔保、政府干預等特有特征會逐漸消失，一些原有的潛在風險正逐漸暴露?？梢姡覈虡I銀行的面臨的經營環境正變得越來越復雜，對于銀行風險承擔的管理也提出了更高的要求。銀行在我國金融市場占據著主導地位，其風險承擔行為造成的經濟后果會引發系統性風險，更可能對整個經濟產生強大的溢出效應，在十九大會議中，習近平總書記再次強調“守住不發生系統性金融風險的底線”，更凸顯了對于銀行風險承擔的重要性。

關于銀行風險承擔問題以往研究大部分從定義、成因及經濟后果展開了大量研究，豐富了銀行風險承擔相關研究文獻。 Borio、Zhu（2012）[2]和張雪蘭、何德旭（2012）[3]從宏觀角度分析了貨幣政策立場對銀行風險承擔的影響，貨幣政策會改變銀行的風險感知和風險容忍度，繼而造成銀行風險的累積。Bullard et al.（2009）[4]實證檢驗了存款保險制度會引發銀行的風險承擔行為，使得銀行免于市場機制的限制，鼓勵其承擔更多風險，而針對這一問題，資本監管能有效彌補這一缺陷 （Keeley，1990）[5]。劉忠璐（2016）[6]從風險管理、風險傳染、經營效率和盈利水平四個層次，分析了互聯網金融對銀行風險承擔的影響，研究發現互聯網金融的迅猛發展會提升經營績效，彌補其帶來的不利影響，降低了銀行風險承擔。然而，隨著行為金融的發展，學者們開始把心理學、社會行為學應用到經典金融理論中，關注行為主體的心理特征對行為決策的影響。我國經濟正處于結構調整和轉軌階段，資本市場受到投資者情緒的干擾特別大，這也導致了我國股票價格嚴重偏離其基本價值（Allen et al.，2005）[7]。 目前，相關學者從行為金融學角度對投資者情緒是如何影響商業銀行風險承擔進行了研究。潘敏、朱迪星（2010）[8]從管理層迎合投資者的角度進行了研究，研究表明，即使經理人理性，投資者的情緒波動也會導致經理人的迎合行為產生。張慶、朱迪星（2014）[9]進一步分析了投資者情緒會對企業投資行為產生影響，認為企業管理層在投資者情緒波動時會有迎合投資者情緒行為，但管理層會適當抑制迎合投資行為。投資者在二級市場上的情緒表現會帶動商業銀行高管的情緒，造成管理層的過度樂觀或者過度自信，進而影響商業銀行管理層的決策。Nofsinger（2005）[10]認為投資者情緒會將市場的樂觀情緒傳染給商業銀行管理層。張丞、盧米雪、桑璇（2014）[11]進一步分析了投資者情緒對商業銀行高管樂觀程度的影響。由以上文獻研究可見，投資者在二級市場上的情緒會傳染給商業銀行的管理層，造成商業銀行管理層產生過度樂觀或者過度自信的情緒，從而形成商業銀行投資過剩或者投資不足，因此投資者情緒會對商業銀行風險承擔產生一定影響。

投資者情緒通過股權融資渠道對商業銀行風險承擔和業績也會產生影響。以往的研究發現投資者情緒會影響股權融資的成本，進而對企業的風險承擔 行 為 產 生 影 響 （Chang，2006）[12]。 Bakke、Whited（2010）[13]進一步證實了投資者情緒會改變企業的風險投資決策。在投資者情緒影響銀行業績方面，Delong et al.（1990）[14]提出投資者情緒對股票期望收益存在著某種聯系，Baker、Wurgler （2006）[15]和 Yu、Yuan（2006）[16]進一步證實在投資者情緒低落時，股票市場的期望超額收益與市場的條件方差存在顯著正相關，在投資者情緒高漲時，股票市場的期望超額收益與市場的條件方差投資者卻無關。由于銀行管理者具有風險回避的特征（May，1995）[17]，從銀行管理者角度，當情緒高漲時，當銀行評估的有效性受到影響時，銀行的風險承擔水平也會隨之降低，銀行的業績也會受到影響。因此，當市場情緒高漲時，投資者對銀行資產價值的樂觀預期可能會降低其在債券市場和股權市場的融資成本，并增加資金的供應，商業銀行管理層因此擴大融資規模，并擴張其業務，從而增加商業銀行的風險承擔水平，導致銀行的業績也會下滑（王帥，2014）[18]。在中國資本市場的發展背景下，在當前資本市場投資者情緒逐漸高漲的背景下，從行為視角研究投資者情緒對銀行風險承擔渠道的影響不僅豐富了風險承擔問題相關理論的研究，而且對于銀行風險管理以及金融風險監管機制的完善都具有重要的理論價值和實踐意義。因此，本文基于中國16家上市銀行2005-2016年非平衡面板的年度數據為樣本，運用GMM廣義矩估計方法，有效解決了內生性問題，提出并論證了投資者情緒對銀行風險承擔以及業績的影響。

二、理論分析和研究假設

投資者情緒和銀行風險承擔行為存在著怎樣的聯系呢？銀行不僅是市場主要參與方，又扮演著金融角色，必定受到高漲或者低落的市場情緒的影響（鄒靜、童中文，2015）[19]。對于投資者情緒的相關研究在非銀行企業的成果比較豐富，基于投資者非理性假設，把企業投資作為管理者的理性反應，形成了投資者情緒影響企業投資的“股權融資渠道”和“理性迎合渠道”（Baker et al.，2003；Polk and Sapienza，2009；花貴如等，2011）[20-22]。然而，對于投資者情緒影響商業銀行風險承擔行為的研究并不多，但作為一類特殊的企業，銀行仍然會受到資本市場情緒的干擾。外部高漲的投資者情緒會對銀行未來收益的預期產生更高的評價，尋求當前股價最大化的銀行管理者更趨向于采取更激進的經營決策，如降低信貸審核門檻、提高杠桿率等。

投資者影響銀行風險承擔的具體作用機制是什么？一方面，投資者會在情緒高漲時積極參與市場并采取激進行為（Yuan，2008）[23]，由于受到心理因素影響，投資者往往會盲目追求名義收益率而忽視了通脹的事實，銀行管理者比投資者更了解具體信息，向投資者兜售各類理財產品，或者對流動性低的金融產品進行創新或者包裝，迎合投資者心理。另外，為了迎合投資者情緒，增加銀行短期收益，管理者會產生激進的策略。例如，降低信貸標準，加大信貸投放，風險資產的劇增，使得銀行風險因而上升。另一方面，追逐收益。銀行的資產組合風險水平及定價、融資定價等需要運用到CAPM模型，CAPM可以計算出資產的收益率。自從Ho、Hung（2009）[24]將投資者情緒引入到CAPM模型，并明顯改善了CAPM模型對股票收益率的解釋能力，其研究結果證實了投資者情緒會對資產要求回報率產生影響 （張丞等，2014）[11]。當投資者情緒高漲時，會要求更高的回報率，未來收益與現金流值也會降低，更會影響到資產和抵押物的價值，這時銀行被迫投資高風險的資產來實現對高回報承諾的彌補，繼而促使銀行調整違約概率、波動性等預期，在金融加速器作用下，銀行風險進一步提高。

根據以上分析邏輯，我們提出假設1：

假設H1：投資者情緒與銀行風險承擔正相關。

高漲的投資者情緒會引起銀行風險承擔進一步增加，那么其會對銀行經營產生怎樣的影響呢？根據以往的分析邏輯，風險承擔對于企業價值具有重要影響，風險承擔的提高會顯著增加企業的資本回報和價值（John et al.，2008）[25]，而 Faccio et al.（2012）[26]認為企業承擔較低水平風險則表示企業的創新能力較差，生產率低下，未來發展前景不好。那么，如果考慮資本市場的干擾，投資者情緒又會對銀行業績產生怎樣的影響？根據以往的分析邏輯，高漲的投資者情緒會導致業績的增加，然而，考慮到銀行業自身特殊的屬性，非銀行企業的成果并不能照搬到銀行內。根據風險與收益的正比關系，風險越大獲取的收益就越高，但忽略了一個事實，就是風險承擔必須在可控的范圍內。銀行是以經營風險并以風險盈利的特殊企業，當投資者情緒高漲時，為了迎合這種高漲的情緒，銀行管理者可能會更加注重短期收益，而從長遠來看這種行為可能并不利于可持續發展。另外，相比于企業，銀行受到更多的政府干預，并且我國大部分銀行管理層都是“空降式”的任命，為了幫助其承擔政策負擔或者政治晉升，更容易使得管理者注重短期效果，對于迎合外部管理者更激進。政府的干預容易導致銀行資源配置的無效率，降低了資產質量，進而影響了銀行經營業績。

根據以上分析邏輯，我們提出假設2：

假設H2：投資者情緒與銀行業績負相關。

三、研究設計

（一）數據來源

本研究選擇滬深兩市的16家上市銀行為研究樣本，時間跨度為2005-2016年。數據來源為國泰安數據庫（CSMAR）、上市銀行年報。本研究對于數據處理采用stata14.0軟件。

（二）變量選取

1.主要變量

（1）投資者情緒

對于投資者情緒的衡量我們借鑒花貴如等（2011）[22]的研究設計，采用動量指標來衡量投資者情緒，由于吳世農、汪強（2007）[27]發現動量指標在半年內顯著存在，而超過半年會出現反轉，因此，我們也采用半年期的動量指標，即以上一期7-12月的累計月度股票收益（考慮現金紅利再投資的個股月回報率）均值作為投資者情緒度量指標。

（2）銀行風險承擔

對于銀行風險指標的選擇，常用指標包括不良貸款率、Z值、預期違約概率及風險資產比等。預期違約概率從理論上來講，更符合測量指標要求（Altunbas et al.，2010）[28]， 但由于我國缺乏違約數據庫，所以不能采用此指標。Z值為破產概率，由于我國隱性擔保，破產銀行很少，無法檢驗該指標的可行性。不良貸款率是事后測量指標，并不能很好地測量銀行風險。因此，本文以風險資產比率來度量風險承擔意愿，風險資產率反映了資產組合在各個時點的風險水平，能直接反映銀行風險承擔意愿。

（3）銀行業績

通常情況下，學者們關于銀行業績的指標選取主要有凈息差（NIM）、銀行資產收益率（ROA）、權益收 益率 （ROE）（Gerlos，2006[29]；Al-Hashmi，2007[30]）?，F在銀行表中表外業務占銀行經營業務很大比重，凈息差（NIM）已經無法反映銀行整體盈利水平。資產收益率（ROA）能綜合反映出了銀行獲取收益的資產管理能力，但對于表外業務是有偏頗的。而權益收益率（ROE）在度量盈利水平時，能有效的回避這些問題。因此，本文選取權益收益率（ROE）作為銀行業績的度量指標。

2.控制變量

參照張丞等（2014）[11]和王帥（2015）[18]等的研究設計，我們選取以下變量作為模型的控制變量：自有資本率（Ea）資產收益比（Roa）、公司規模（Size）、非利息收入比（Niir）、成本收入比（Cir）、兩職分離（Jr）、監事會規模（Jsgm）。

關于變量的定義可見表1。

表1 變量名稱、符號及定義

（三）模型設計

本文實證檢驗投資者情緒對銀行風險承擔以及銀行業績的影響，并在模型中加入滯后項變量，同時考慮到模型中存在內生性問題，采用動態面板GMM模型來進行估計。鑒于銀行風險承擔還與自有資本率（Ea）資產收益比（Roa）、公司規模（Size）、非利息收入比（Niir）、成本收入比（Cir）、兩職分離（Jr）、監事會規模（Jsgm）等經濟變量存在著一定的相關關系，故文中還在實證模型中加入了相應的控制變量。根據以上分析，本研究構建以下實證分析模型：

模型（1）、（2）中解釋變量存在著滯后項，這就可能引起內生性問題，采用面板固定效應或者隨機效應對模型估計可能會導致估計參數有偏性、非一致性，從而使得回歸結果與實際相偏離。因此，我們采用 Arellano and Bover（1995）[31]和 Blundell and Bond（1998）[32]提出的動態面板數據廣義矩（GMM）法對模型進行估計。

對于動態面板數據模型估計首先要保證面板數據的平穩性，杜絕產生“偽回歸”結果，為此，我們對所估計參數的穩健性進行單位根檢驗，檢驗結果見表2Xtfisher檢驗。

表2 描述性統計

四、檢驗結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果，結果顯示風險承擔的均值為0.484，說明我國上市銀行整體風險資產占比并不算太高，標準差為0.080，說明我國風險資產波動性并不大。投資者情緒均值為0.119，表明投資者對于銀行股的預期好多于壞，這與花貴如等（2011）研究的企業股票結果相差很大，對于企業股票而言，投資者情緒的表達更符合股市運轉周期，即牛短熊長。權益收益率的均值為0.166，銀行整體收益是表現良好的，這與2005年銀行改革是分不開的。另外，銀行業內的董事長和總經理兼任（Jr）情況是不明顯的，均值為0.946，表明大部分銀行的兩個職位是分離的，且監事會規模（Jsgm）均值為0.522，監事會成員占整個董事會人數的52.2%，表明銀行內的治理結構相對比較完善。

（二）實證分析

表3列示了投資者情緒與銀行風險承擔的差分廣義矩（DiffGMM）和系統廣義矩（SYSGMM）回歸結果。系統廣義矩估計可以增強差分廣義矩估計工具變量中的有效性，解決了弱工具變量問題。從結果來看，系統GMM回歸結果比差分GMM更顯著，估計更精確，這可能是使用了更多的工具變量。從系統GMM估計來看，結果顯示風險資產占比的一階滯后項（L.risk）顯著為正，表明銀行風險承擔行為具有連續性，這與劉福生、李成（2014）的研究結論一致。投資者情緒（Sent）系數在1%水平上顯著正相關，表示高漲的投資者情緒會鼓勵銀行承擔更多的風險，這也驗證了假設1。

從控制變量來看，銀行自有資本率（Ea）與銀行風險承擔的關系呈正相關，但不顯著。銀行資產收益比（Roa）與銀行風險承擔呈負相關，這與以往的結論相反，可能原因是盈利性高的銀行更吸引儲戶，資金運用渠道也更加多元化，另外營利性能力強的銀行風險管理水平及對風險的應對能力也更強。非利息收入（Niir）與銀行風險承擔呈顯著負相關，這與張羽、李黎（2010）的結論一致，可以看出，雖然近幾年我國表外業務快速發展，但是對銀行風險承擔影響有限。

表3 投資者情緒與銀行風險承擔的實證結果

表3列出了差分廣義矩（DiffGMM）和系統廣義矩（SYSGMM）擾動項的自相關估計，由結果可知DiffGMM的擾動項不存在一階自相關（AR（1）=-1.259，p=0.21），SYSGMM的擾動項不存在二階自相關（AR（2）=1.336，p=0.18）。 另外，過度識別檢驗（Sargan）結果都無發拒絕原假設，認為所有工具變量都有效。

表3列示了投資者情緒與銀行業績的差分廣義矩（DiffGMM）和系統廣義矩（SYSGMM）回歸結果。從系統廣義矩估計結果來看，銀行業績的滯后項在10%水平上顯著正相關，銀行業績的提高能帶動下一期的業績增長。投資者情緒與銀行業績在5%水平上顯著負相關，這一實證結果驗證了我們提出的假設2，實證結果還表明高漲的投資者情緒最終會導致銀行的業績下降，銀行業績是銀行風險承擔、經營管理等各個方面的最終反映，投資者情緒高漲會導致銀行風險的增加，同時也可能使得銀行管理者為了迎合投資者情緒而投資高風險、低收益的項目，造成銀行利潤的降低。另外，在公司內部治理結構來看，兩職分離（Jr）和監事會規模（Jsgm）與銀行業績都呈現正向關系，說明兩職分離的設立能夠有效提高銀行業績，銀行內部的應該進一步完善現代化的公司治理機制。

表4 投資者情緒與銀行業績的實證結果

同樣從模型估計結果來看，差分廣義矩（DiffGMM）和系統廣義矩（SYSGMM）擾動項都不存在一階或二階自相關，且Sargan檢驗都無法決絕原假設“所有工具變量都有效”。

五、結論及啟示

本文采用中國16家上市銀行2005-2016年非平衡面板的年度數據，實證分析并檢驗了投資者情緒對銀行風險承擔及銀行業績的影響。結果表明：投資者情緒對銀行風險承擔有正向影響，表明投資者的高漲情緒會鼓勵銀行承擔更多的風險；投資者情緒與銀行業績呈負向關系，表明高漲的情緒投資者會促使銀行管理者更加注重短期利益，使得銀行資源配置效率降低，最終導致銀行業績的下滑。

針對以上結論，我們得到如下啟示：（1）銀行要主動創新，提高自身競爭力。現在銀行收入模式比較單一，同質化的經營模式導致銀行在產品創新和業務設計上也呈現高度的一致性。因此，銀行應該針對自身發展狀況，開展多樣化業務，打破同質化趨勢，從收益端來約束銀行風險承擔。（2）現有銀行普遍存在風險承擔動機，而由于政府干預、國家信用擔保等外部因素的干擾，在國有銀行風險承擔動機更明顯。因此，加快銀行市場化改革，通過外部約束來限制銀行過度的風險承擔。（3）加強銀行內部管理，完善現代化管理體制，企業管理者應該強化自身對行業發展態勢的認識，堅持銀行價值長期、可持續發展的理念，優化銀行資源配置，不應盲目去迎合市場。（4）商業銀行在風險管理的過程中應該關注投資者的情緒變化，避免出現過度自信或者迎合行為，把商業銀行風險承擔控制在合理的范圍內。