(山東師范大學 經(jīng)濟學院，山東 濟南 250014)

一、引言

2005年3月，我國信貸資產(chǎn)證券化試點序幕正式拉開，但金融危機的爆發(fā)使我國基于審慎考慮暫停了試點。直至2012年5月，隨著商業(yè)銀行經(jīng)營轉(zhuǎn)型及金融深化的需要，信貸資產(chǎn)證券化試點重新啟動，央行、證監(jiān)會與銀監(jiān)會也陸續(xù)將該業(yè)務由審批制改為備案制或注冊制，這些有利政策驅(qū)動資產(chǎn)證券化發(fā)展不斷提速。然而，隨著市場規(guī)模不斷擴張，如何深入理解資產(chǎn)證券化及其效應，同時吸取美國金融危機的教訓，重新賦予資產(chǎn)證券化所勝任的市場角色，且不產(chǎn)生負的外部性，是政策當局必須思考的問題。但在厘清這些問題之前，我們必須首先明確銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素，也就是說資產(chǎn)證券化所擁有的何種功能使之成為銀行創(chuàng)新的動力？近年來，許多學者相繼針對發(fā)達國家相關(guān)問題展開研究[1][2][3][4]，由于我國資產(chǎn)證券化起步較晚，相對于銀行資產(chǎn)規(guī)模也偏小，我國銀行主導型金融體系與發(fā)達國家也存在顯著差別，因此有必要深入探討我國銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素。在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，本文從如下幾個方面展開研究：

第一，本文主要探究我國銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素。我國銀行體系主體為上市銀行，為了保證研究的針對性，本文以上市銀行為樣本，綜合控制政策因素、銀行層面因素和宏觀層面因素來考察我國銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素；第二，目前監(jiān)管部門力推的資產(chǎn)證券化創(chuàng)新是否符合銀行需求？政策支持是否是銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動力之一？針對此問題，本文設置政策變量，以分析政策變化對我國銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的影響，這是多數(shù)文獻并未關(guān)注的范疇；第三，我國經(jīng)濟正經(jīng)歷“速度換擋、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、動力轉(zhuǎn)變”的下行趨勢，那么宏觀經(jīng)濟的變化是否是銀行的創(chuàng)新動力？為此本文引入宏觀經(jīng)濟變量，并區(qū)分上市國有銀行與非國有銀行，對宏觀經(jīng)濟環(huán)境與銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新之間的關(guān)系進行研究；第四，當前研究主要是通過設置資產(chǎn)證券化虛擬變量進行處理[5]，也有研究以資產(chǎn)支持證券占總資產(chǎn)之比進行探討[4][6]，但均未關(guān)注資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)(或筆數(shù))。本文認為相對于規(guī)模變量，發(fā)行次數(shù)更能體現(xiàn)銀行的業(yè)務偏好，鑒于我國資產(chǎn)證券化發(fā)展歷程較短，所占銀行資產(chǎn)規(guī)模仍較低，本文設置資產(chǎn)支持證券計數(shù)(發(fā)行次數(shù))變量進行分析。

二、文獻綜述與研究假設

關(guān)于資產(chǎn)證券化創(chuàng)新動因的研究，Affinito和Tagliaferri(2010)等學者從不同角度進行了梳理，認為基于銀行層面的資產(chǎn)證券化創(chuàng)新動因主要集中于流動性需求、風險轉(zhuǎn)移、提升盈利能力與改善資本充足狀況等方面[2]。從發(fā)展歷程來看，Kothari(2002)、鄒曉梅等(2014)認為資產(chǎn)證券化最初誕生于美國“金融脫媒”的經(jīng)濟背景，因此早期針對資產(chǎn)證券化的創(chuàng)新需求主要集中于“流動性效應”[7][8]，F(xiàn)arruggio和Uhde(2015)對“流動性效應”進行了詳細闡述，認為“流動性效應”是通過真實出售行為將信貸組合轉(zhuǎn)移至SPV，由SPV發(fā)行信貸支持證券以獲取流動性的過程，這一過程可作為銀行除股權(quán)融資和債務融資之外的第三種融資方式[4]。與此同時，Loutskina和Strahan(2009)認為該過程也可作為一種資產(chǎn)融資方式，并成為零售存款的替代[9]。在此基礎(chǔ)上，Affinito和Tagliaferri(2010)、Cardone-Riportella 等(2010)、Farruggio和Uhde(2015)分別以歐美發(fā)達國家的銀行為樣本，給出了銀行基于流動性需求創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券的證據(jù)[2][3][4]。為此，Agostino和Mazzuca(2008)將流動性需求視作銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的基本動因[10]。

同時，Gorton和Souleles(2006)、Dell’Ariccia 等(2012)認為作為一種“信用風險轉(zhuǎn)移工具”，降低信貸資產(chǎn)風險暴露，或最小化財務損失成本也是銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的動因之一[11](P210-211)[12]，Duffie(2008)指出這主要得益于資產(chǎn)證券化推動銀行由傳統(tǒng)“發(fā)起—持有”模式向“發(fā)起—分銷”模式的轉(zhuǎn)變[13]。但Ambrose 等(2005)、Jiangli 等(2007)、Michalak和Uhde(2011)等學者認為資產(chǎn)證券化對銀行風險的影響并不明確，主要原因在于：一是發(fā)起銀行在風險轉(zhuǎn)移后弱化了針對借款人的信用監(jiān)督；二是為了解決信息不對稱的問題，銀行反而將風險較高資產(chǎn)保留至表內(nèi)，將風險較低資產(chǎn)進行證券化；三是風險暴露較低的銀行更偏好于發(fā)起資產(chǎn)支持證券；四是銀行通過資產(chǎn)證券化實現(xiàn)的風險轉(zhuǎn)移是有限的[14][15][16]。

雖然學者們關(guān)于風險的討論存在爭議，但Drucker和Puri(2006)認為資本需求與盈利因素才是銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的主要動因，而不是風險[17]。對于前者，Jones(2004)基于“監(jiān)管資本套利”進行分析，認為相對較低的監(jiān)管資本是銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的動因之一[18]，但Uzun和Webb(2007)認為資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的資本需求動因是不明確的[5]。對于后者，DeMarzo(2005)、Duffie(2008)、 Affinito和Tagliaferri(2010)認為盈利因素被普遍視為銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的動因之一，參與資產(chǎn)證券化業(yè)務的銀行不僅可以提高收益，還可以優(yōu)化信貸組合，并創(chuàng)造更多盈利機會，以提高核心競爭力[2][19][13]。

除了上述微觀因素，Adrian 等(2010)基于銀行規(guī)模或經(jīng)濟增長等視角探討了資產(chǎn)證券化的創(chuàng)新動因[20]，而且Dell’Ariccia 等(2012)認為正是由于經(jīng)濟增長降低了信貸標準，使銀行傾向于借助資產(chǎn)證券化重組資產(chǎn)組合[12]?？傮w來看，關(guān)于銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新驅(qū)動因素的研究，既涵蓋微觀層面的分析，也包括宏觀層面的考量，并且現(xiàn)有文獻的觀點也不一致，原因可能在于不同國家的銀行樣本存在異質(zhì)性。對于我國而言，自2012年重啟以來，資產(chǎn)證券化創(chuàng)新還處于起步階段，銀行微觀因素無疑是推動資產(chǎn)證券化業(yè)務的動因之一，但近年來政策因素的支持也不容忽視，同時在我國經(jīng)濟增長趨勢出現(xiàn)變化的背景下，宏觀經(jīng)濟環(huán)境是否是銀行創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券的驅(qū)動因素？國有銀行與非國有銀行的資產(chǎn)證券化業(yè)務行為是否存在區(qū)別？這些問題都需要厘清。

第一，王曉和李佳(2010)將流動性效應與風險轉(zhuǎn)移視為資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的基本動因[21]。一般來講，我國銀行較少面臨“流動性壓力”，但隨著經(jīng)濟步入“新常態(tài)”，銀行存款“失守”已成為最大難題。同時，雖然學者們針對資產(chǎn)證券化與銀行風險關(guān)系的研究結(jié)論并未統(tǒng)一，但若基于創(chuàng)新動因進行探究，風險上升仍是銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的重要動力，并且我國經(jīng)濟持續(xù)下行已導致不良貸款和不良率出現(xiàn)“雙升”，可見信用風險問題已不容忽視。鑒于此，我們提出如下假設1：

假設1：流動性與信用風險因素是銀行介入資產(chǎn)證券化業(yè)務的重要考慮因素，若出現(xiàn)流動性短缺，或信用風險上升，銀行將通過資產(chǎn)證券化創(chuàng)新予以應對。

第二，除了“基本動因”外，還有其他影響銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的微觀因素即資本需求與盈利性。多數(shù)文獻認為補充資本是資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的動因之一，但我國銀行資本充足水平普遍較高，監(jiān)管部門針對資本充足率的監(jiān)管也較為嚴格。與此同時，現(xiàn)有文獻對“銀行通過發(fā)起資產(chǎn)證券化來改善自身盈利性”的觀點并不存在過多爭議，并且由于我國銀行業(yè)正處在經(jīng)濟下行階段，通過資產(chǎn)證券化改善盈利性已逐步成為銀行的可選手段。據(jù)此，本文提出假設2：

假設2：銀行關(guān)于資本與盈利性需求的考慮將出現(xiàn)分化，資本需求并不是我國銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的動因，而盈利能力的下降將使銀行更多涉足資產(chǎn)證券化業(yè)務。

第三，規(guī)模龐大的信貸資產(chǎn)與良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境為資產(chǎn)證券化創(chuàng)新提供了平臺，這在目前的研究中并不存在爭議。但我國經(jīng)濟正處在下行階段，規(guī)模變量和經(jīng)濟增長因素對不同類型銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的影響可能會有不同表現(xiàn)。此外，我國金融市場屬于典型的“政策市”，政策往往是引領(lǐng)金融創(chuàng)新的重要因素。據(jù)此，我們提出假設3：

假設3：在經(jīng)濟下行階段，銀行資產(chǎn)規(guī)模與經(jīng)濟增長對資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的影響將在不同類型銀行之間出現(xiàn)不同表現(xiàn)，而政策將是引領(lǐng)我國資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的重要因素。

三、研究設計

(一)不同層面變量的界定及說明

1.被解釋變量

本文著重關(guān)注銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素，為此被解釋變量涉及資產(chǎn)證券化業(yè)務的量化描述?，F(xiàn)有研究關(guān)于資產(chǎn)證券化的設定主要從如下兩個方面展開：一是將其設為虛擬變量；二是設定資產(chǎn)證券化參與度，即資產(chǎn)支持證券占總資產(chǎn)之比。本文認為，資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)更能反映銀行對該業(yè)務的偏好，雖然已有文獻考慮到了發(fā)行次數(shù)[4]，但主要是基于數(shù)據(jù)存在向0左歸并的特點(因為發(fā)行次數(shù)最小值為0)，運用面板Tobit模型進行處理，而本文認為采用面板計數(shù)模型更為直接，因此以銀行i在時期t的資產(chǎn)支持證券發(fā)行次數(shù)為被解釋變量。在穩(wěn)健性檢驗中，將采用面板Tobit模型進行處理。

2.解釋變量

本文基于銀行層面控制變量、宏觀層面控制變量和政策變量等三個層面設定解釋變量：

第一，銀行層面控制變量。借鑒多數(shù)文獻的做法，從流動性、風險轉(zhuǎn)移、資本充足與盈利能力等方面設定銀行層面控制變量，并納入銀行資產(chǎn)作為微觀層面的規(guī)模變量。相關(guān)變量界定如下：

(1)流動性效應變量。資產(chǎn)證券化的流動性效應主要通過將非流動性資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為流動性資產(chǎn)而實現(xiàn)，為此多數(shù)研究選取流動性比率進行衡量。由于本文采用季度數(shù)據(jù)，銀行季報一般不披露流動性比率，因此選擇財務報表中的現(xiàn)金及存放中央銀行款項、存放同業(yè)款項、拆出資金、交易性金融資產(chǎn)、以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產(chǎn)和買入返售金融資產(chǎn)等短期資產(chǎn)之和作為流動性資產(chǎn)規(guī)模，用來衡量流動性效應。為了保證結(jié)果的可信度，本文進一步設置流動性資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比替代上述變量進行穩(wěn)健性檢驗。

(2)風險轉(zhuǎn)移變量。資產(chǎn)證券化風險轉(zhuǎn)移功能主要是針對信用風險，因此本文選取不良貸款率和撥備覆蓋率作為信用風險的衡量指標，后者主要用來對前者進行穩(wěn)健性檢驗。同時，多數(shù)研究還采用Z值來衡量銀行經(jīng)營風險[22][23][24]，計算公式如下：

(1)

式(1)中，AROA、ACAR分別為銀行資產(chǎn)收益率和資本充足率的三年期平均值，σ(ROA)為按照三年期移動平均法得出的資產(chǎn)收益率之標準差?？梢姡琙值越高，銀行經(jīng)營風險越小，由于Z值已涵蓋了信用風險，本文將其納入穩(wěn)健性檢驗進行分析，并進行自然對數(shù)處理。

(3)資本充足變量。以2013年開始實施的《商業(yè)銀行資本管理辦法(試行)》所計算的資本充足率作為基本回歸變量，并選取總權(quán)益與總資產(chǎn)之比對資本充足率進行穩(wěn)健性檢驗。

(4)盈利性變量。選取凈資產(chǎn)收益率作為盈利性變量納入基本回歸，同時鑒于成本收入比是對銀行經(jīng)營績效的綜合反映，本文選擇該指標對凈資產(chǎn)收益率進行穩(wěn)健性檢驗。

(5)銀行層面規(guī)模變量。關(guān)于銀行層面規(guī)模變量，選取信貸資產(chǎn)增長率作為基本回歸變量，并以信貸資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比作為替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。

需要說明的是，本文以虛擬變量形式處理銀行層面變量，具體設定如下：對于流動性資產(chǎn)規(guī)模、流動性資產(chǎn)占比、撥備覆蓋率、資本充足率、總權(quán)益與總資產(chǎn)之比、凈資產(chǎn)收益率、信貸資產(chǎn)增長率和信貸資產(chǎn)占比等變量，若t期相比t-1期上升則取值為1，否則為0。對于不良貸款率和成本收入比，若t期相比t-1期下降則取值為1，否則為0。變量回歸系數(shù)的預期如下：第一，根據(jù)假設1與假設2，流動性效應變量、風險轉(zhuǎn)移變量與盈利性變量的回歸系數(shù)應為負值。第二，現(xiàn)有研究關(guān)于資本充足因素的影響并不明確，因此根據(jù)假設2，該變量的回歸系數(shù)存在不確定性。第三，根據(jù)假設3，在我國經(jīng)濟下行階段，銀行層面規(guī)模變量的影響可能會在不同銀行之間出現(xiàn)分化，為此暫不給出該變量回歸系數(shù)的預期。

第二，宏觀層面控制變量。本文僅考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響，一方面以經(jīng)濟增長率為基本回歸變量。多數(shù)文獻認為該變量的回歸系數(shù)為正值，但我國正處在經(jīng)濟下行階段，根據(jù)假設3，該變量的符號并不確定。另一方面，鑒于我國貨幣政策對經(jīng)濟增長的重要作用，本文選取廣義貨幣增長率對經(jīng)濟增長率進行穩(wěn)健性檢驗，該變量回歸系數(shù)與前者存在類似情況。

第三，政策變量。雖然我國資產(chǎn)證券化規(guī)模并不大，但政策傾向卻趨于寬松，比如在2014年12月銀監(jiān)會和證監(jiān)會分別將信貸資產(chǎn)證券化業(yè)務由審批制改為備案制，為此本文的政策變量時點確定為2015年初，在2015年初之后的時間取值為1，其他時間取值為0。根據(jù)上文分析，該變量的回歸系數(shù)應為正值(具體變量設定說明見表1)。

3.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于上市銀行良好的公司治理和風險管理能力，是我國銀行資產(chǎn)證券化的發(fā)起主體，因此本文以上市銀行為研究樣本。同時，我國于2012年重啟銀行信貸資產(chǎn)證券化，并于2013年初實施新的《商業(yè)銀行資本管理辦法(試行)》，為此選擇時間區(qū)間為2013年第一季度至2017年第三季度，雖然樣本容量相比現(xiàn)有文獻有了一定程度的壓縮，但時間間隔的縮小能夠提供更為詳實的樣本數(shù)據(jù)。此外，資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)根據(jù)Wind咨詢中以銀行為發(fā)起機構(gòu)進行統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理，以得出銀行i在時期t的資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)；銀行層面控制變量數(shù)據(jù)來自Wind咨詢、上市銀行季度報告、半年度報告和年度報告；宏觀層面控制變量數(shù)據(jù)全部來自Wind咨詢。

4.描述性統(tǒng)計分析

表2為變量的描述性統(tǒng)計。num_ABS最大值為4，說明銀行每季度發(fā)行資產(chǎn)證券化次數(shù)最大值為4，而平均發(fā)行次數(shù)僅為0.51，意味著銀行資產(chǎn)證券化規(guī)模還是偏低。Liq與NPL均值分別為0.551和0.218，說明流動性資產(chǎn)平均上升頻率與不良貸款率平均下降頻率分別為55.1%和21.8%，即不良貸款率在大多數(shù)時間處于上升。CAR均值為0.551，顯示資本充足率平均上升頻率為55.1%。ROE與Loangrowth的均值顯示凈資產(chǎn)收益率和貸款增長率平均上升頻率分別為48.4%和43.2%，兩者低于50%說明銀行盈利能力和經(jīng)營能力出現(xiàn)下滑。經(jīng)濟增長率平均值為7.1%，最大值為7.9%，最小值為6.7%，同時表2中也給出了經(jīng)濟增長率虛擬變量結(jié)果，即t期相比t-1期上升取值為1，否則為0，該變量均值為0.316，說明平均68.4%的時間經(jīng)濟增長率在下降，這反映我國經(jīng)濟增長的下行趨勢。Policy均值為0.579，意味著平均57.9%的時間內(nèi)銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新政策是寬松的。此外，反映銀行經(jīng)營風險lnZ的均值為4.886，最大值與最小值分別為8.079和2.569。

表1變量的界定與說明

表2基本回歸變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)實證分析模型設計

1.基本回歸設計

本文主要考察銀行i在時期t的資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)(或筆數(shù))，根據(jù)研究思路及上述變量的說明，在基本回歸中構(gòu)建面板計數(shù)模型進行分析，基本模型如下：

num_ABSi,t=β0+β1Liquidityi,t+β2Riski,t+β3Earningsi,t+β4Capitali,t+

β5Sizei,t+β6Macroi,t+β7Policyi,t+Banki+timet+ξi,t

(2)

式(2)中，num_ABS為資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)，Liquidity、Risk、Capital、Earnings、Size分別為銀行層面的流動性、風險、資本需求、盈利性與規(guī)模等控制變量，Macro和Policy分別為宏觀經(jīng)濟與政策層面控制變量。鑒于大量數(shù)據(jù)已根據(jù)上期進行調(diào)整，因此與已有文獻不同的是[4][6]，本文并不取變量的一階滯后值。似然比檢驗顯示，本文數(shù)據(jù)應采用面板計數(shù)模型，而非混合計數(shù)模型，同時由于固定效應模型會耗費更多自由度，因此隨機效應模型更為合適，并且Hausman檢驗表明隨機效應模型確實更優(yōu)。此外，對于面板計數(shù)模型還存在面板泊松回歸與面板負二項回歸兩種情況，若被解釋變量的方差相對于平均值較為分散，盡管泊松回歸是一致的，但負二項回歸更有效率。經(jīng)過分析發(fā)現(xiàn)，被解釋變量的方差僅為均值的1.38倍，可見分散程度并不高，因此采用面板泊松回歸即可得到一致結(jié)果，當然為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也會闡述面板負二項回歸的結(jié)果。

2.穩(wěn)健性檢驗設計

發(fā)行次數(shù)作為被解釋變量，由于最小值為0(即銀行i在時期t沒有發(fā)行行為)，數(shù)據(jù)存在向0左歸并的特點，因此為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒Farruggio和Uhde(2015)等研究[4]，構(gòu)建面板Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗，即：

(3)

四、實證結(jié)果分析

表3報告了基于面板泊松回歸的銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新驅(qū)動因素基本結(jié)果。為了保證結(jié)果可信，本文率先控制政策變量(模型1)，模型2至模型7在政策變量的基礎(chǔ)上，匯報了分別控制流動性效應、風險轉(zhuǎn)移、資本充足、盈利性、信貸增長率和經(jīng)濟增長率等變量的回歸結(jié)果，模型8匯報了納入所有解釋變量的結(jié)果：第一，模型1至模型8顯示，Policy虛擬變量在1%的水平上顯著為正，表明2014年底資產(chǎn)證券化業(yè)務由審批制向備案制的政策變化，顯著推動了銀行創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，這與我國金融市場“政策市”的現(xiàn)實高度吻合，也驗證了假設3關(guān)于政策因素的闡述。第二，模型2、模型3和模型8表明Liq與NPL回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明相比流動性規(guī)模上升與不良率下降，銀行在流動性資產(chǎn)規(guī)模下降與不良貸款率上升時更偏好創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，假設1成立。第三，模型5和模型8匯報結(jié)果顯示，代表盈利性狀況的ROE系數(shù)均為負值，并在5%的水平上顯著，反映凈資產(chǎn)收益率下降時更能驅(qū)動銀行創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，這與假設2關(guān)于盈利因素的討論相契合。第四，模型4和模型8關(guān)于CAR的回歸系數(shù)為負，說明銀行在資本充足率下降時將發(fā)行更多資產(chǎn)支持證券，但回歸系數(shù)并不顯著，意味著資本需求因素并不是銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的主要動因，這基本驗證了假設2關(guān)于資本充足情況的分析。第五，模型6和模型8給出的Loangrowth系數(shù)在5%的水平上顯著為負，即銀行更愿意在貸款增長率下降時涉足資產(chǎn)證券化，這與多數(shù)研究的結(jié)論并不一致[11]，原因在于近年來，利率市場化改革與互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展不僅壓縮了銀行傳統(tǒng)利差空間，同時也導致了金融脫媒，銀行亟待通過業(yè)務轉(zhuǎn)型拓展新的利潤來源，因此隨著貸款增長率下降，銀行需要通過資產(chǎn)證券化創(chuàng)新尋找新的盈利機會。第六，模型7與模型8表明，雖然GDP_R的回歸系數(shù)為正，但并不顯著，意味著宏觀經(jīng)濟環(huán)境對銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的影響較弱。

表4和表5區(qū)分國有銀行和非國有銀行匯報了面板泊松回歸的基本結(jié)果，回歸步驟及模型1～8所對應的變量與表3一致。具體分析如下：首先，Policy變量均在1%或5%的水平上顯著為正，說明政策變量均顯著推動了國有銀行和非國有銀行的資產(chǎn)證券化業(yè)務，這與表3結(jié)果高度一致，進一步驗證了假設3關(guān)于政策因素的說明。其次，在表4和表5中，Liq、NPL與ROE回歸系數(shù)分別在5%或10%的水平上顯著為負，說明國有銀行和非國有銀行在流動性資產(chǎn)規(guī)?？s小、信用風險惡化與盈利能力下降時更愿意創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，該結(jié)果不僅與表3全樣本行為保持一致，也表明微觀層面因素是目前驅(qū)動商業(yè)銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的重要動因，銀行參與資產(chǎn)證券化業(yè)務的主要目的是提升自身經(jīng)營績效。最后，CAR在兩個樣本中均為負值，但都不顯著，意味著資本需求問題均不是兩者的考慮因素?？梢姡还苁菄秀y行還是非國有銀行，假設1和假設2均得到了驗證，部分變量結(jié)果與表3也基本一致。

表3基于面板泊松回歸的銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新驅(qū)動因素基本結(jié)果(全樣本)

注：括號中為標準誤差；***、**、*分別表示為1%、5%和10%的水平下顯著。

表4銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新驅(qū)動因素基本結(jié)果(國有銀行樣本)

注：括號中為標準誤差；***、**、*分別表示為1%、5%和10%的水平下顯著。

關(guān)于銀行資產(chǎn)規(guī)模與宏觀經(jīng)濟因素的影響，國有銀行和非國有銀行的結(jié)果出現(xiàn)了分化：表4中Loangrowth回歸系數(shù)為負值，理論上說明國有銀行在貸款增長率下降時更偏好創(chuàng)新，但結(jié)果并不顯著，表明貸款變化并不是國有銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的考慮因素，而表5的結(jié)果卻存在差異，即回歸系數(shù)在10%的水平上均顯著為負，表明非國有銀行的資產(chǎn)證券化業(yè)務對貸款增長率下降的反應更為敏感。這一結(jié)果的差異主要在于國有銀行資產(chǎn)規(guī)模較大，并擁有更多市場資源和盈利渠道，同時利率市場化的推進對國有銀行傳統(tǒng)盈利空間的影響也較小，即使貸款增長率下降，國有銀行也不會受到較大影響，因此不會亟待發(fā)行資產(chǎn)支持證券，而非國有銀行卻表現(xiàn)出相反態(tài)勢。

對于宏觀經(jīng)濟因素，國有銀行的創(chuàng)新行為對其反應極其敏感，即表4中GDP_R回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，體現(xiàn)國有銀行在經(jīng)濟增長時更愿意拓展業(yè)務以推進轉(zhuǎn)型；對于非國有銀行，經(jīng)濟增長率系數(shù)為負值(見表5)，說明在經(jīng)濟下行階段更愿意創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，但結(jié)果并不顯著。可見，表3和表5顯示銀行資產(chǎn)規(guī)模與宏觀經(jīng)濟因素的影響出現(xiàn)了分化，并有效驗證了假設3。

表5銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新驅(qū)動因素基本結(jié)果(非國有銀行樣本)

注：括號中為標準誤差；***、**、*分別表示為1%、5%和10%的水平下顯著。

本文被解釋變量的標準差相對于均值并不高，不存在較大的分散度，面板泊松回歸即能得到一致結(jié)果，但為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文依然匯報了面板負二項回歸的結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，Policy、Liq、NPL、ROE和Loangrowth等變量回歸系數(shù)符號與表3基本一致，顯著性水平也大體相同，可見政策因素、流動性規(guī)模縮小、風險惡化、盈利能力下降和貸款增長率下降是銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的重要影響因素，CAR和GDP_R的回歸系數(shù)也與表3一致，由此驗證了本文假設。

綜上表明，流動性效應、風險轉(zhuǎn)移、盈利性水平、貸款規(guī)模的變化是銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的影響因素，這與大多數(shù)文獻的結(jié)論是一致的。同時本文納入了政策變量，并且結(jié)果非常顯著，說明政策顯著推動了銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新，這符合我國金融市場“政策市”的背景。此外，全樣本分析顯示宏觀經(jīng)濟環(huán)境對銀行創(chuàng)新行為的影響并不顯著，但若分樣本分析，該因素對國有銀行與非國有銀行的影響出現(xiàn)了分化，可見對于宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響，應分不同銀行類別進行討論。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行如下穩(wěn)健性檢驗：鑒于資產(chǎn)證券化發(fā)行次數(shù)數(shù)據(jù)存在向0左歸并的特點，我們采取歸并數(shù)據(jù)的面板模型(面板Tobit模型)，對上述各個層面控制變量逐一替換進行處理，并納入反應銀行整體經(jīng)營風險的Z值，以檢驗每一個變量的穩(wěn)健性。實證結(jié)果顯示，當期值、滯后一期和滯后二期的結(jié)果均在1%的水平上顯著為負，說明lnZ的下降將顯著推動銀行創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，而該值的下降正好體現(xiàn)銀行經(jīng)營風險的上升，由此進一步證明了上述所有風險因素的穩(wěn)健性。關(guān)于銀行微觀層面變量、宏觀層面變量和政策變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與表3亦基本一致。綜合穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，上文所給出的研究結(jié)論是非常穩(wěn)健與可靠的①。

六、結(jié)論和啟示

本文基于我國上市銀行2013年第一季度至2017年第三季度的面板數(shù)據(jù)，綜合控制銀行層面變量、宏觀經(jīng)濟變量和政策變量，研究了銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新的驅(qū)動因素，研究發(fā)現(xiàn)：(1)流動性資產(chǎn)規(guī)?？s小、信用風險惡化、盈利性能力降低及貸款增長率下降等因素，顯著推動了銀行資產(chǎn)證券化，這也反映銀行創(chuàng)新性利用了資產(chǎn)證券化相關(guān)功能。(2)2014年底資產(chǎn)證券化業(yè)務由審批制改為備案制的政策變化，顯著推動了銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新行為，這與我國金融市場“政策市”的特點基本吻合。(3)資本充足率變量的回歸結(jié)果并不顯著，說明資本需求并不是銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的考慮因素，主要原因是我國上市銀行資本監(jiān)管方面較為嚴格，幾乎沒有出現(xiàn)資本短缺等問題。(4)宏觀經(jīng)濟環(huán)境，無論是經(jīng)濟增長率，還是廣義貨幣增速，均正向影響了銀行資產(chǎn)證券化創(chuàng)新，但結(jié)果均不顯著，說明宏觀經(jīng)濟環(huán)境對我國銀行創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的影響較弱。(5)銀行資產(chǎn)規(guī)模與宏觀經(jīng)濟因素對不同銀行樣本的影響存在差異性，對于國有銀行而言，經(jīng)濟增長率是推動其創(chuàng)新資產(chǎn)證券化的重要動力，體現(xiàn)了國有銀行在經(jīng)濟上升周期推進業(yè)務轉(zhuǎn)型的傾向，而貸款增長率對其卻沒有顯著影響；對于非國有銀行而言，由于業(yè)務空間相比國有銀行較窄，因此在貸款增長率下降時更愿意通過創(chuàng)新資產(chǎn)證券化來拓展業(yè)務，而經(jīng)濟增長率的回歸系數(shù)為負值，說明非國有銀行在經(jīng)濟下行階段更愿意創(chuàng)新資產(chǎn)支持證券，但結(jié)果并不顯著。

總之，隨著政策不斷寬松，銀行體系的資產(chǎn)證券化品種和規(guī)模將迅速擴張。同時，本文研究發(fā)現(xiàn)，除政策因素外，銀行主要是基于資產(chǎn)證券化相關(guān)功能來參與這項金融創(chuàng)新，至少目前沒有發(fā)生濫用資產(chǎn)證券化功能的行為，這可能也與我國正處在資產(chǎn)證券化初級階段有關(guān)。在未來發(fā)展中，隨著“雙支柱”框架不斷完善，我們應審時度勢的推進資產(chǎn)證券化市場的監(jiān)管體系，防止對資產(chǎn)證券化功能的濫用，嚴格控制資產(chǎn)支持證券創(chuàng)新邊界，使銀行有效利用資產(chǎn)證券化的相關(guān)功能，以實現(xiàn)通過資產(chǎn)證券化創(chuàng)新高效服務實體經(jīng)濟與維護自身穩(wěn)健發(fā)展的“雙贏”。

注釋：

①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗具體結(jié)果未列出，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。