资产证券化对银行同业拆借的影响研究

敬志勇 赵蓉

(上海师范大学商学院，上海 200234)

一、引言

创造流动性是银行机构的一个核心专业功能，发达的同业拆借市场是银行机构充分创造流动性的一个重要保障。同业拆借利率不仅有效调节流动性在不同交易主体之间的分配，形成了银行同业间流动性风险共担机制(Hachem and Song，2021)[7]，成为总体市场流动性松紧的货币政策参考依据，也是测算流动性创造成本的一个主要参考变量。尽管高频同业拆借使流动性在金融机构间实现快速低成本交易，但外部冲击可能在同业交易网络的特定交易或机构节点切入，损害交易效率，并通过同业市场网络扩散、放大，通过链式反应演化为系统性银行危机(马君潞等，2007)[23]，而中国大型国有银行可能成为流动性冲击的承接主体，具有引发银行业系统风险的可能性(刘志洋，2020)[22]。银行间市场的同业拆借具有顺周期特征，容易加大流动性风险的集聚，提高银行对同业拆借利率的敏感性(施勇，2020)[25]，高杠杆操作、期限错配增强了金融机构之间的系统关联性和内在脆弱性(肖崎和阮健浓，2014)[30]，过度依赖同业拆借可能提高银行间关联和资产同质化程度，使银行容易遭遇危机的同步性冲击(陈国进等，2021)[15]，同业拆借的多层嵌套使存款类金融机构间联系紧密，增强风险传染性(Mistrulli，2011；项后军和曾琪，2019)[10][14]。推进资产证券化试点，可以实现同业非标业务的标准化，提升同业资产流转的透明度，降低同业业务风险。

作为一种重要的金融创新，信贷资产证券化交易通过“破产隔离”“真实出售”，将信贷资产以公允价值转移出表，既可能优化流动性管理工具箱，也具有重要的流动性风险信号功能。商业银行主动利用具有创新特质的信贷资产证券化进行流动性转换，降低银行对公众存款变动的敏感性，有利于流动性资产负债期限结构的优化，也会因信贷资产出表而放松信贷标准，导致银行机构承受更高的信用风险(Nadauld and Sherlund，2013)[11]，通过同业渠道的关联网络而引发系统性金融风险。次贷危机后，各国对信贷资产证券化行为进行了重新审视和规范，为创新流动性管理设定了相应的信用标准，为保障信贷资产证券化的市场价值创造了条件。信贷资产证券化为商业银行避免过度同业拆借提供了新选择，为提高商业银行安全、防范系统性金融风险提供了可能。

2021年中国银保监会发布了《商业银行负债质量管理办法》，试图扭转过度依赖同业拆借等短期批发融资具有的不稳定性引发的银行机构安全问题。依托较完善的银行间市场机制，同业拆借已成为中国商业银行机构从负债端管理流动性的一种重要常规工具，而信贷资产证券化成为部分银行从资产端管理流动性的一种创新方式。与同业拆借相比，信贷资产证券化具有明显的外生性特征，能通过流动性需求管理对其同业拆借行为产生影响，对于优化银行负债结构、改善负债质量、保障金融机构安全、维护银行间市场稳定运行和降低系统性金融风险具有明显的理论和实践价值。

现有文献强调证券化对商业银行风险承担水平和盈利能力的影响，强调证券化对商业银行经营结果(财务业绩)的影响。与现有相关文献相比，本文更强调证券化对商业银行流动性管理行为(同业拆借)的影响，是对现有相关研究的一个补充。本文的主要研究贡献包括：(1)流动性风险预期约束下商业银行积极导入具有较高金融创新特征的信贷资产证券化技术，对同业拆借具有一定的替代性，有利于减少商业银行对同业拆借的依赖，能在一定程度优化负债结构，提高负债质量；(2)在流动性创造效率约束下，信贷资产证券化使部分风险资产出表，在一定程度有助于减少风险加权资产，增加超额贷款损失准备，提高资本充足水平，降低流动性创造能力，减少因期限错配产生流动性缺口，避免在超信用水平下使用同业拆借；同样，部分风险资产出表会使商业银行有资金持有流动性好的国债、政策性金融债和其他高等级债券，为质押式回购融资提供合格质押品，在一定范围内通过质押式回购对同业拆借产生替代，减少同业拆借对银行信用的侵蚀。因此，资本充足和证券投资在信贷资产证券化对同业拆借影响中发挥了中介效应。

二、研究假设

(一)信贷资产证券化对银行同业拆借的替代效应

商业银行同业资产业务扩张对银行流动性管理存在影响。同业拆借能够有效规避存贷比、贷款规模等限制，产生了货币政策的“水床效应”(Haan and Sterk，2011；王珏和李丛文，2015；Nelson et al.，2018)[6][29][12]，激励了同业拆借业务的发展(孙勇，2014)[26]，扩充了银行流动性来源，改变了传统的经营模式和盈利方式，显著促进了盈利增长，优化资产流动性结构，降低风险承担(李佳，2020；邹晓梅等，2015)[20][16]。但同业拆借业务比重的提高加大银行流动性风险(潘彬等，2018；周再清等，2017)[24][28]，降低流动性创造能力(侯晓辉等，2019)[19]，降低经营稳定性(高蓓等，2016)[17]，银行间的强关联还可能加剧金融风险传染(Mistrulli，2011；陈国进等，2021)[10][15]，促使中国人民银行制定了《同业拆借管理办法》对中资商业银行实现限额管理，最高拆入限额不超过各项存款余额的8%。信贷资产证券化可能改善银行放贷的流动性约束条件(Loutskina and Strahan，2009)[9]，为规避流动性错配引发过度同业拆借风险提供了可能。在不改变银行负债结构的条件下，信贷资产证券化使本应持有至到期的信贷资产按计划、低成本实现了流动性转换，一定程度上缓解了资产流动性供给不足产生的压力，成为改善银行流动性状况的创新平台(Farruggio and Uhde，2015)[4]。信贷资产证券化推动了银行机构参与资本市场的深度，在资产规模不变的条件下可以将原本持有至到期、缺乏流动性的信贷资产与现金之间实现有效转换，缓解期限错配产生的流动性风险(Jiangli and Pritsker，2008)[8]，在一定程度降低存款波动产生流动性冲击的敏感性，有助于缓解流动性测试面临的管理压力，为改善流动性创造能力提供了新机会。信贷资产证券化技术水平日渐成熟，利用最新数据分析工具，可以更准确地预测信贷资产及其组合预期收益的概率分布，并能够利用金融工程技术按照市场投资者的个性化风险偏好设计结构化金融工具，不仅扩大了证券化对象的范围，而且尽可能满足市场投资者避险需求，大大便利了非标信贷资产向标准化证券转换，从资产方有效改善银行资产负债期限错配的常规水平，甚至压低流动性缺口的极端水平，从常规到压力条件下流动性管理效率的提高减弱了从负债方管理流动性的压力，减少同业拆借的使用，有利于维护银行的货币市场声誉，为应对流动性冲击积累信用基础和交易优势。因此，本文提出了研究假设：

H1：流动性风险预期约束下信贷资产证券化将减少银行同业拆借的使用。

(二)信贷资产证券化对同业拆借的影响机制

公众存款使商业银行具有更有效的流动性对冲能力，而较高的资本充足率要求银行从流动性强的存款转向缺乏流动性的股权资本，容易出现较高资本充足率降低流动性创造能力，损害银行的特许经营权价值(Gorton and Winton，2017)[5]。存款人依据合同具有的挤兑权利，能够有效减弱银行流动性管理低效问题，在加剧金融脆弱性的同时激励银行实现最大的流动性创造；而资本持有者没有挤兑权利，限制其向银行提供资金的意愿，从而减少流动性创造能力(Diamond and Rajan，2000)[2]。只要银行拥有充分多的存款人，在资本充足约束下流动性创造形成的资产负债期限错配引致流动性风险和流动性需求。在总资产和资本水平一定的条件下，只要满足资本市场无摩擦条件(即不存在交易成本)，信贷资产的证券化可以维持资产规模不变，从资产端将有风险贷款资产出表，在一定程度上减少风险加权资产水平，相应贷款损失准备的超额部分可以补充二级资本，在一级资本不变条件下实现资本充足率的提高，减少银行流动性创造能力(Gorton and Winton，2017)[5]，降低期限错配，减少流动性需求，从而减少同业拆借需求。因此，银行资本充足水平是信贷资产证券化对同业拆借的一种影响机制。基于上述分析，本文提出了研究假设：

H2：流动性创造效率要求商业银行资产证券化通过资本充足负向影响同业拆借。

为了从混业经营中获得潜在的协同效应或资本市场收益，商业银行利用专业优势从单纯收取利息向获取买卖价差收益的业务模式转变(Abbassi et al.，2016)[1]，并在次贷危机期间广泛参与证券投资交易(Shleifer and Vishny，2010)[13]。尽管能从危机抛售(firesold securities)中接盘证券获利，但容易减少信贷供给(Diamond and Rajan，2011)[3]，降低流动性创造能力。改善银行资产流动性有利于满足新版巴塞尔协议流动性风险监管要求，强化基于业务和机构安全的流动性监测(李明辉等，2016)[21]，优化了资产的流动性结构，积累了商业银行可参与银行间市场质押式回购的标准证券储备，丰富了商业银行流动性来源的多样性。信贷资产证券化能够通过信贷资产出表优化资产流动性结构，将信贷资产证券化现金收入依法投资于流动性强的国债、政策性金融债和高等级债券等固定收益类工具，可以获得必要的安全投资收益，减少过度持有流动性产生的机会成本。更重要的是，银行可以将流动性好的固定收益类工具充当合格质押品，以质押式回购方式从资金供给更加广泛但要求提供合格质押品的交易对手获得期限和金额更加灵活的流动性，为了确保银行承接流动性冲击所产生的财务风险可控，质押式回购对完全依赖银行信用的同业拆借产生一定替代。因此，银行持有金融投资是信贷资产证券化对同业拆借的一种影响机制。基于上述分析，本文提出研究假设：

H3：流动性创造效率要求银行资产证券化通过金融资产投资负向影响同业拆借。

三、样本选择与研究设计

(一)研究样本

2012年下半年中国重启了资产证券化业务，在此之前仅有8家银行累积发行14单证券化产品，规模小且不连续，可实证研究的样本基础不充分。考虑到本文主要围绕银行是否开展证券化业务进行分析讨论，为确保所有样本均存在信贷资产证券化代理变量的变动，纳入2011年没有任何发行记录的样本，最终选取2011―2020年中国38家A股上市银行为研究样本，分析信贷资产证券化对银行同业拆借的影响。本文使用的样本数据来源于Wind数据库、同花顺数据库以及商业银行年度报告。本文对所有连续变量1%和99%分位点进行缩尾处理，获得368个有效研究样本。

(二)研究设计

1.研究模型

为了检验假设1，本文构建基准模型(1)研究证券化对上市银行同业拆借的影响：

其中，IBi,t代表银行i在第t年的同业拆借，SECi,t为资产证券化，是模型(1)的主要解释变量，CTRLi,t为包含银行特征和环境特征的控制变量，YEAR和BANK分别表示年份效应与个体效应，εi,t为随机误差项。

为了检验假设2和假设3，在基准模型(1)基础上，本文建立中介效应模型(2)和模型(3)考察资产证券化是否通过资本充足率、银行金融投资影响同业拆借：

2.研究变量

(1)被解释变量

同业拆借(IB)作为商业银行管理流动性风险的一种重要低成本策略，对商业银行清偿能力提出了极高要求，需要向场外市场交易对手充分展示其还款能力，以获得低成本拆借利率。研究证券化是否能够对同业拆借产生一定的缓释作用是本文的主要内容。参照施勇(2020)[25]的研究，选取拆入资金(元)作为本文的被解释变量。由于个别银行存在拆入资金为零现象，为避免样本损失和异方差问题，对其处理如下：IB=ln(拆入资金+1)。

(2)核心解释变量

本文从三方面进行资产证券化(SEC)界定：①虚拟变量(Secdum)，即商业银行i在t时期发行了资产证券化产品取值为1，否则为0；②发行频率(Seclv)，即商业银行i在t时期发行资产证券化产品的次数；③发行程度(Secext)，即商业银行i在t时期发行资产证券化规模的对数。虚拟变量(Secdum)是最常用的代理变量，参加基准模型分析，发行频率(Seclv)与发行程度(Secext)用于稳健性检验。

(3)中介变量

根据研究假设的理论分析，本文选取银行资本充足率(car)和金融资产(fin)考察资产证券化对银行同业拆借的微观传导路径。资本充足率作为衡量商业银行特定条件下是否具有充分的资本储备应对信用风险、市场风险等主要风险，信贷资产证券化行为可能揭示商业银行是否有能力利用金融市场直接修正资产组合实现流动性与盈利性的平衡，因而维护其同业拆借的功能，有利于避免过度使用同业拆借控制流动性风险的效果，因而资本充足能够发挥连接证券化与同业拆借的中介效应功能；商业银行持有的证券投资以国债、金融债和高等级公司债为主，此类证券不仅具有发达的二级市场，是商业银行净稳定资金的一个重要来源，具有替代银行过度同业拆借的能力，而信贷资产作为银行持有至到期的非证券资产，是固化流动性、获取专业比较优势收益的重要资产类别，将其证券化能够通过金融证券资产的提高向市场传递流动性改善的信息，同样维护了银行同业拆借，因而金融证券投资具有连接证券化与同业拆借的中介效应功能。其中，银行金融投资包括交易性金融资产、以摊余成本计量的金融资产、以公允价值计量且其变动计入其他综合收益的金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、债权投资、其他债权投资和其他权益工具投资。为消除单位不一致对回归结果的影响，对银行金融投资进行归一化处理，其计算公式为：

(4)控制变量

为控制遗漏变量造成的偏误，基准模型和中介效应模型加入了影响银行同业拆借的控制变量，代表银行特征和宏观经济特征，控制核心解释变量以外的其他影响银行流动性管理的常见因素。参照郭晔等(2018)[18]、侯晓辉等(2019)[19]、李佳(2020)[20]等的研究，本文选取代表银行特征的控制变量包括：贷存比(ldr)、贷款占比(loan)、存款占比(dep)、成本收入比(cir)、银行规模(size)、净资产收益率(roe)；选取隔夜同业拆借利率(Shibor)和广义货币增长率(M2)为宏观流动性代理变量。其中贷存比(ldr)主要用于衡量银行流动性创造效率，净资产收益率(roe)和广义货币增长率(M2)用于稳健性检验。

变量定义如表1所示。

表1 主要变量定义

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

本文利用上述样本对主要研究变量的描述性统计见表2。银行层面上除同业拆借、资产证券化代理变量和银行规模外，其他变量均为百分数，各变量都覆盖了较高和较低的数值区间，能够充分反映不同银行的特征。

表2 主要变量描述性统计结果

(二)基准模型实证结果分析

1.基准模型回归结果

为了检验假设1，本文利用固定效应模型对基准模型(1)进行了估计，结果见表3。在第(1)列，Secdum系数显著为负，即资产证券化显著抑制了银行同业拆借，验证了假说1。按照年样本银行资产均值进行划分，若资产规模大于等于该年样本银行资产均值，则为大型银行，否则为中小型银行。第(2)(3)列为分样本回归的结果，其中中小型商业银行的Secdum的回归系数为-1.501，大于全样本和大型银行回归系数-1.393、-0.221，说明资产证券化对商业银行同业拆借的抑制作用在中小型银行中更强。中小型商业银行由于资本基础较弱，介入市场较晚，流动性管理的空间相对有限，但经营灵活性较高，对处于同一发展起点的资产证券化业务具有更强的拓展动力，提高其经营管理能力，因而出现了资产证券化对此类银行同业拆借影响更为显著的结果；而大型商业银行的Secdum回归系数仅为-0.221，说明是否开展证券化业务对大型商业银行同业拆借影响较弱。大型银行具有较为完善的流动性风险应对工具箱，同业拆借的信用基础厚实，在银行间市场中具有较强的交易能力，低成本、个性化的同业拆借比资产证券化更加灵活，而且资产证券化将损失银行的利息收入，影响银行的盈利能力，因此，通过资产证券化来改善银行流动性管理的优势不明显，导致资产证券化对大型银行同业拆借的影响效应较弱。其中，全样本回归系数显著性高于分样本回归系数，其原因是中小型银行中开展资产证券业务的样本占比较小，大型银行中开展资产证券化业务的样本过多，不能充分体现是否开展证券化业务对银行同业拆借的影响。

表3 基准模型：资产证券化对商业银行同业拆借的影响

2.内生性检验

本文通过构造工具变量消除内生性对上述研究结果的影响。以承销商发行的资产证券化规模构造工具变量可满足相关性和排他性，本文利用2011―2020年承销商发行资产证券化规模构造工具变量，利用每年样本上市银行资产证券化发行数占当年全部上市银行资产证券化发行总数之比进行匹配，得到各上市银行对应的工具变量(Sec_P)。本文利用二阶段最小二乘法(2SLS)对基准模型(1)的估计结果见表4。第一阶段显示资产证券化虚拟变量(Secdum)和工具变量(Sec_P)在1%水平下显著正相关，说明选取的工具变量对商业银行资产证券化有很好的解释力度；第二阶段显示，基准模型增加工具变量后，资产证券化虚拟变量仍与商业银行同业拆借显著负相关，进一步验证了结果的稳健性。

表4 基准模型的2SLS 回归结果

3.稳健性检验

(1)替换变量

首先是替换核心解释变量，将其替换为资产证券化的发行频率和资产证券化发行程度，其中资产证券化的发行频率为银行i在t时期发行资产证券化产品的次数，资产证券化发行程度为银行i在t时期发行资产证券化规模对数。表5中核心解释变量系数正负均与表3相同，第(3)列中显著性虽发生变化，但其经济意义未发生变化。

表5 替换核心解释变量的回归结果

其次是替换控制变量，用净资产收益率(roe)和M2同比(M2)来分别替代成本收入比(cir)、隔夜拆借利率(Shibor)，回归结果如表6所示，虽然显著性发生变化，但其估计系数与表3中的结果一致，经济意义未发生改变，因此从替换变量的角度看，模型是稳健的。

(2)改变模型设定

尽管不同类型银行的市场定位、市场范围和地理区域存在一定的异质性，但银行间同业拆借市场网络可能会使得不同性质的银行业务产生交叉，导致观测样本之间可能存在相关性。参照王晓等(2019)[27]做法，采用cluster方法将标准误聚类到银行类型层面进行回归，结果见表7。回归结果除了标准误和显著性发生变化，基准回归系数估计值与表3一致，变量经济意义未发生改变，说明模型估计有效。

表7 标准误聚类于银行层面的回归结果

(三)资产证券化新政对资产证券化与同业拆借关系的影响

资产证券化政策由审批制转向备案制或注册制，是中国资产证券化业务发生重要转折的事件，对于政策敏感度高的资产证券化和同业拆借很可能产生重要影响。本文将2015年资产证券化由审批制向备案制或注册制作为政策因素，设定双重差分模型对资产证券化政策的影响进行实证检验。将t期有资产证券化的银行定义为处理组，无资产证券化的银行定义为对照组；在2015年以后观测值年份post取值为1，之前观测值年份post取值为0。在考虑协变量的情况下，资产证券化业务由审批制转向备案制或注册制对照组和处理组的拆入资金前后差异见表8。政策实施前对照组和处理组之间的差异为1.684，在10%水平下不显著，说明政策发布前对照组和实验组同业拆借不存在显著差异；而政策实施后对照组和处理组之间的差异为-2.283，在1%水平下显著，说明政策发布前后对照组和实验组同业拆借存在显著差异，DID值为-3.967，在1%水平下显著，说明资产证券化政策显著降低商业银行对同业拆借的使用。

表8 对照组实验组差异

为进一步分析资产证券化政策对银行同业拆借产生的影响，本文利用DID模型进行了回归分析和平衡趋势检验(结果见表9)。Panel A中资产证券化虚拟变量(Secdum)与政策变量(post)交互项系数均显著为负，说明资产证券化政策对银行信贷资产证券化业务的便利化减少了同业拆借，与表3结果一致，再次验证了假说1。Panel B中资产证券化政策发布前两年结果不显著，而发布后系数均在10%水平下显著，即处理组和控制组的变化趋势在基准模型中引入政策前不存在显著差异，引入政策后存在显著差异，双重差分模型符合平行趋势假设。在资产证券化政策发布后，交互项系数显著为负，资产证券化对银行同业拆借的替代作用增强，可能的原因是自2015年由审批制向备案制或注册制新政实施后，商业银行能够根据内在风险管理和外部市场状况在较高程度自主决定信贷资产证券化的发行规模和发行时间，简政放权显著降低信贷资产证券化的交易成本，使信贷资产证券化逐步成为银行获取流动性的便利工具之一，提高了信贷资产证券化对同业拆借的替代效率。

表9 双重差分及其平衡趋势检验结果

(四)资产证券化对同业拆借的影响机制检验

为了进一步分析资产证券化对同业拆借产生影响的机制，本文在基准模型研究的基础上，采用中介效应模型从资本充足率和金融投资两个方面进行中介效应的三步法估计。由表10中的列(1)和列(4)可知，资产证券化对同业拆借的影响均显著为负，满足中介效应检验条件，可以对中介效应模型(2)和模型(3)进行估计。

表10 资产证券化对同业拆借的影响机制检验结果

资本充足率的中介效应：由表10 Panel A中列(2)和列(3)可知，系数θ1和δ2分别为0.477、-0.849，均在1%水平下显著，系数δ1为-1.393，在5%水平下显著，表明中介效应显著，为部分中介效应，存在以资本充足率为中介变量的中介效应，资产证券化通过提升资本充足率水平减少同业拆借。

金融投资的中介效应：由表 10 Panel A中列(5)和列(6)可知，系数θ1和δ2分别为0.044、-14.061，均在1%水平下显著，系数δ1为-1.183，在10%水平下显著，说明存在以金融投资为中介变量的中介效应，资产证券化通过提高金融投资来降低同业拆借。

为稳健性起见，对以上两个中介变量均进行Sobel检验和Bootstrap检验，结果见表10中Panel B和Panel C。Sobel检验中资本充足率、金融投资的z值分别为-2.318、-2.758，且z值的绝对值均大于5%显著性水平下的0.97，表明中介效应显著；Bootstrap检验结果显示，资本充足率和金融投资的间接效应所对应的置信区间并未包含零，再次说明中介作用存在。

综上，在资产证券化对商业银行同业拆借的影响中，存在以资本充足率和金融投资为中介变量的中介效应，且这两个中介效应占总效用的比重分别为22.53%和34.20%，验证了假说2和假说3。

五、结论与启示

商业银行流动性管理策略具有多样性，但通过货币市场进行同业拆借依然是最重要的手段，同业拆借是商业银行稳定市场交易对手信心、化解流动性风险的最佳工具之一。信贷资产证券化从资产流动性着手影响银行资产流动性并进一步影响负债流动性，具有较强的信号功能，对于优化负债质量具有积极意义。本文采用双固定效应模型对我国38家上市银行2011―2020年资产证券化对同业拆借的影响进行了估计，研究发现商业银行开展资产证券化业务有利于降低商业银行对同业拆借的使用，并且这种影响在中小规模银行中更强，说明资产证券化有利于缓解中小型商业银行对传统同业业务的依赖；双重差分及平衡趋势检验结果显示，随着资产证券化业务由审批制向备案制或注册制的转变，资产证券化对商业银行同业拆借的影响有所增强；利用中介效应模型对微观影响机制研究发现，资产证券化业务对商业银行同业拆借业务的抑制性影响需要通过部分风险资产转移出表减少风险加权资产、增加超额贷款损失准备从而提升银行资本充足率，对流动性创造能力的抑制实现同业拆借的减少；同时证券化收入可以增加流动性好的国债、政策性金融债和其他高等级债券，为质押式回购融资提供合格质押品，在一定范围内通过质押式回购对同业拆借产生替代。

中小型银行因资本、品牌、声誉等因素在同业拆借的竞争性交易中优势不明显，对于同业拆借交易价格的敏感性高，而发展速度比大银行要快，因资产错配产生的流动性压力更大。因此，需要充分利用资产证券化的政策红利，通过证券化业务将非标信贷资产证券化，拓展流动性预期管理的空间，适当通过提升资本充足率、增加金融投资，畅通证券化对同业拆借的替代效应，避免对同业拆借的过度依赖，提高银行流动性管理的灵活性和抗风险能力。 ■

[基金项目：国家自然科学基金面上项目“结构变化中银行系统性金融风险的多重多维传染效应”(批准号：71973098)]