張博 匡浩宇 來曉東 尹相榮

摘? ?要：本文從理論層面梳理了我國商業(yè)銀行期限錯配與經營穩(wěn)健性之間的內在傳導機制。在此基礎上，以2011—2018年間我國202家商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據為樣本，實證分析了期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響，并按照銀行性質不同進行了異質性研究。研究發(fā)現(xiàn)：（1）期限錯配顯著弱化了銀行經營的穩(wěn)健性;（2）將影響程度進行分樣本比較，全國性股份制銀行高于城市商業(yè)銀行，大型國有商業(yè)銀行和農村商業(yè)銀行結果不顯著;（3）進一步分析期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的傳導渠道，發(fā)現(xiàn)流動性風險在兩者之間具有顯著的中介效應，在樣本分類比較中，全國性股份制銀行流動性風險的相對貢獻為10.3%，低于城市商業(yè)銀行的22.6%，說明相較于城市商業(yè)銀行，全國性股份制銀行的融資渠道多、融資能力強，因而流動性風險對其穩(wěn)健性的影響有限。

關鍵詞：期限錯配;流動性風險;中介效應;穩(wěn)健性指數(shù)

一、引言

黨的十九大報告提出，要“健全金融監(jiān)管體系，守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線”。2018年5月，銀保監(jiān)會下發(fā)《商業(yè)銀行流動性風險管理辦法》，旨在管理商業(yè)銀行的流動性風險，提升銀行體系運行的穩(wěn)健性，其中重點關注銀行的期限錯配問題。銀行本就是依靠存貸款錯配開展經營的主體，但在過去20多年間，全球金融危機的爆發(fā)、互聯(lián)網金融的大繁榮以及銀行同業(yè)業(yè)務的興起深刻改變了商業(yè)銀行的運營模式，也改變了人們對相關問題的看法。

首先，全球金融危機改變了人們對期限錯配的認識。早期關于銀行資產負債結構的文獻指出，適度的期限錯配對于商業(yè)銀行的經營是有益的，其在滿足投資者流動性需求的同時，也促進了長期投資的發(fā)展（Diamond和Dybvig，1983）[1]。但2008年全球金融危機的慘痛教訓讓人們意識到，過度的期限錯配會導致流動性危機，這引發(fā)了學術界的反思。Crotty和Epstein（2008）[2]的研究發(fā)現(xiàn)，銀行表外業(yè)務短期債務和長期債權的特殊屬性，改變了銀行的信用期限結構，進一步加深了銀行的期限錯配程度。Brunnermeier和Oehmke（2013）[3]指出，為了創(chuàng)造更多的利潤，金融機構不斷縮短債務期限，從而加劇了期限錯配的程度，在沒有外部干預的情況下，市場是缺乏效率的。為應對2008年全球金融危機的影響，我國政府制定了一攬子經濟刺激計劃;同時，為防止銀行貸款超額投放，防控銀行信貸風險的發(fā)生，我國監(jiān)管機構還出臺了存貸比、資本充足率等一系列監(jiān)管政策。為規(guī)避監(jiān)管，銀行在業(yè)務操作過程中進行了大量的金融創(chuàng)新，其中同業(yè)業(yè)務成為規(guī)避政策監(jiān)管的主要工具。高蓓等（2019）[4]的研究發(fā)現(xiàn)，同業(yè)業(yè)務的創(chuàng)新發(fā)展使銀行經營穩(wěn)健性由正轉負：傳統(tǒng)的同業(yè)業(yè)務，是商業(yè)銀行之間平衡頭寸而進行的短期資金拆借和劃撥，使商業(yè)銀行滿足監(jiān)管要求，促進了商業(yè)銀行經營的穩(wěn)健性;而創(chuàng)新后的同業(yè)業(yè)務，通過多層嵌套進行放貸以規(guī)避監(jiān)管，在抬高資金成本的同時，降低了商業(yè)銀行經營的穩(wěn)健性。

其次，互聯(lián)網金融加劇了期限錯配。2013年后，我國互聯(lián)網金融進入實質性發(fā)展階段（鄭聯(lián)盛和張明，2014）[5]，以余額寶為代表的互聯(lián)網貨幣基金興起，其以高額的回報率將儲戶存款從銀行賬戶吸引至互聯(lián)網貨幣基金賬戶，再以大額存單的形式重新進入銀行系統(tǒng)，抬升了銀行的資金成本，擠壓了銀行的利潤空間，間接推動了存貸款利率的市場化進程。競爭脆弱性理論指出，競爭的加劇會使銀行特許權價值下降，銀行被迫承擔更多的風險。為了彌補利差的損失，銀行有動力開展長周期、高風險的業(yè)務，特別是大量創(chuàng)新的同業(yè)業(yè)務（張博，2020）[6]。互聯(lián)網金融的繁榮，對商業(yè)銀行擴張同業(yè)業(yè)務起到了推波助瀾的作用，使我國銀行資產負債結構發(fā)生了顯著變化，伴隨而來的是銀行期限錯配風險上升。

最后，我國傳統(tǒng)存貸款業(yè)務變化加劇期限錯配。吸收存款、發(fā)放貸款是商業(yè)銀行的傳統(tǒng)業(yè)務，通過吸收短期限、低成本的存款，發(fā)放長期限、高價格的貸款，以賺取利差。但我國商業(yè)銀行存在過度依賴短期融資并配置長周期資產的現(xiàn)象，資產負債結構的期限錯配導致了銀行的不穩(wěn)健性（許友傳，2018）[7]。2018年末，我國住戶存款中活期存款占比較2014年末提高了0.2個百分點，而中長期貸款占比則較2014年末提高了將近7個百分點。商業(yè)銀行的存貸款期限錯配具有顯著的順周期特征，當宏觀經濟環(huán)境惡化時，“短存長貸”的期限錯配特征會導致流動性風險（彭建剛等，2014）[8]。

綜上所述，隨著我國銀行業(yè)對外開放步伐的加快，商業(yè)銀行經營的外部環(huán)境日益復雜，商業(yè)銀行的融資基本上源于短期存款和同業(yè)拆借，一旦宏觀經濟環(huán)境發(fā)生劇變，風險很容易從單家銀行傳導至其他金融主體，從而引發(fā)系統(tǒng)性金融風險，因此，防控期限錯配風險是金融宏觀審慎監(jiān)管的重要一環(huán)。

國內外已有不少關于銀行期限錯配與穩(wěn)健性關系的研究，但在樣本數(shù)量和時間跨度選擇、樣本分類研究以及期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響渠道等方面仍存在改進空間。基于此，本文對銀行期限錯配影響經營穩(wěn)健性的內在傳導機制進行了梳理，并進行實證分析。本文的主要貢獻在于：（1）在Brunnermeier等（2011）[9]及Bai等（2015）[10]研究的基礎上，基于我國銀行業(yè)特征以及數(shù)據可得性，編制了我國202家商業(yè)銀行2011—2018年間期限錯配指數(shù)，作為衡量我國銀行業(yè)整體期限錯配程度的代理變量;（2）采用主成分因子法編制了我國202家商業(yè)銀行2011—2018年間經營穩(wěn)健性指數(shù)，作為衡量我國銀行業(yè)整體穩(wěn)健性程度的代理變量;（3）選取了2011—2018年間我國202家商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據，實證檢驗了銀行期限錯配對銀行運營穩(wěn)健性的影響;（4）按照性質分類，進一步研究了期限錯配對國有大型商業(yè)銀行（以下簡稱國有銀行）、全國性股份制銀行（以下簡稱股份制銀行）、城市商業(yè)銀行（以下簡稱城商行）和農村商業(yè)銀行（以下簡稱農商行）穩(wěn)健性影響的異質性;（5）通過建立中介效應模型，驗證了流動性風險是期限錯配影響銀行經營穩(wěn)健性的傳導渠道，并按照銀行性質分類，討論了不同類型銀行中介效應的相對貢獻，為制定相關政策提供依據。

二、影響機制

（一）期限錯配影響商業(yè)銀行穩(wěn)健性的理論基礎

Fisher（1933）[11]提出“債務-通貨緊縮”理論，指出銀行的經營情況與宏觀經濟周期密切相關。在經濟下行周期，企業(yè)過度負債影響及時清償，進而會導致銀行經營的脆弱性。Minsky（1982）[12]提出了“金融不穩(wěn)定假說”，他深入研究商業(yè)銀行不穩(wěn)健性的原因，認為銀行系統(tǒng)內在不穩(wěn)健性是由其高負債經營的行業(yè)特點決定的。當經濟繁榮時，企業(yè)和個人提高投機性和高風險性負債;當經濟下行時，借款人無力償還貸款，加劇銀行經營風險。Diamond和Dybvig（1983）[1]提出了DD模型（銀行擠兌模型），認為銀行可能會遇到存款擠兌和流動性不足的問題，提出流動性風險是導致銀行不穩(wěn)健性的主要原因。裘翔（2015）[13]研究發(fā)現(xiàn)銀行流動性風險源自資產和負債的期限錯配，資產到期形成流動性供給，負債到期形成流動性需求，如果銀行資產的平均期限大于負債，形成期限錯配，那么銀行就需要通過不斷展期負債來滿足流動性的缺口;如果不能順利展期，就會產生流動性風險，導致銀行的不穩(wěn)健性。

（二）傳統(tǒng)存貸業(yè)務期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的傳導機制

間接融資是我國企業(yè)和個人的主要融資渠道。從銀行傳統(tǒng)的存貸業(yè)務看，我國商業(yè)銀行吸收存款、發(fā)放貸款，為資金的供需雙方搭建了橋梁，在流動性創(chuàng)造中的角色十分重要。巴曙松等（2016）[14]認為，流動性創(chuàng)造是商業(yè)銀行吸收流動性相對較好的短期存款，放出長期非流動貸款，形成流動性較差的資產。這一過程創(chuàng)造了流動性，同時也使商業(yè)銀行產生了期限錯配，給自身帶來了流動性風險（孫莎等，2014）[15]。彭建剛等（2014）[8]認為，商業(yè)銀行存貸款期限錯配具有明顯的周期性特點，一旦外部環(huán)境惡化，期限錯配容易引發(fā)流動性風險;同時，這種流動性風險通過銀行間市場的傳染，可能會導致系統(tǒng)性金融風險。徐璐和錢雪松（2013）[16]研究發(fā)現(xiàn)，過度放貸會降低銀行體系的穩(wěn)健性，因為負債端具有剛性，如果銀行資產的平均期限大于負債，商業(yè)銀行可能會因為負債不能順利展期出現(xiàn)償付能力問題。

（三）同業(yè)業(yè)務期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的傳導機制

我國同業(yè)業(yè)務最早始于1984年的信貸資金管理體制改革。改革將高度集中的信貸資金管理體制發(fā)展為銀行間可以相互融通的新型管理體制，即允許商業(yè)銀行之間互相拆借資金。同業(yè)業(yè)務初期的功能只是解決銀行間短期流動性問題，通過拆借來補足商業(yè)銀行間的頭寸，對閑置資金進行有效配置，增強銀行經營的穩(wěn)健性。2008年，為應對金融危機的沖擊，我國實行了較為寬松的貨幣政策，但政策的不連續(xù)性也給我國商業(yè)銀行為規(guī)避監(jiān)管而進行業(yè)務“創(chuàng)新”提供了機會。其中，同業(yè)業(yè)務“創(chuàng)新”的典型代表是通道類業(yè)務，其核心是利用自有資金或理財資金發(fā)放貸款。2013年，原銀監(jiān)會下發(fā)《中國銀監(jiān)會關于規(guī)范商業(yè)銀行理財業(yè)務投資運作有關問題的通知》，對銀行理財資金的投向、風險撥備等提出了明確要求。伴隨著商業(yè)銀行通道業(yè)務的降溫，信托受益權買入返售業(yè)務開始興起。

買入返售業(yè)務是指商業(yè)銀行（資金融出方）按照與金融機構（資金融入方）所簽協(xié)議約定先買入票據、證券、貸款等金融資產，再按約定價格在約定的期限售回給該金融機構的資金融通行為，對金融機構而言，該筆交易就是賣出回購業(yè)務。傳統(tǒng)的買入返售業(yè)務本質上與債券回購業(yè)務十分類似，是一種以票據、信托受益權等資產為抵/質押品的資金融通業(yè)務。近年來，作為非標準化的資產投資工具，通過信托受益權的買入返售來規(guī)避監(jiān)管的問題日趨嚴重，買入返售和賣出回購經常被銀行用于變相融資來規(guī)避監(jiān)管。

買入返售和賣出回購兩種方式對銀行風險的作用如圖1所示。如果一家無法通過股票、債券等正常渠道融資的企業(yè)向乙銀行借款，乙銀行在受到信貸規(guī)模限制的情況下，可能會聯(lián)合甲銀行、丙銀行以及信托公司變相為該企業(yè)發(fā)放“貸款”，具體流程是：第一步，甲銀行為規(guī)避監(jiān)管，將傳統(tǒng)貸款業(yè)務包裝為同業(yè)業(yè)務，并以同業(yè)資金發(fā)起信托計劃取得信托受益權;第二步，丙銀行是買入返售業(yè)務資金的實際提供方，乙銀行為該筆融資提供擔保并與丙銀行簽訂遠期協(xié)議，承諾借款企業(yè)發(fā)生違約時出資受讓信托受益權，因此也是最終的風險承擔方（劉軼等，2016）[17]。該模式傳導鏈條較長，銀行大多是用短期資金購買長期高風險資產。隨著交易網越來越復雜，商業(yè)銀行彼此之間擁有數(shù)量巨大且資金流向不清晰的資產，在產生期限錯配的同時增加了流動性風險。資產經過不斷的返售和回購，每家金融主體都被牢牢綁定在一起。當經濟下行時，一旦非標資產違約率上升，為彌補同業(yè)業(yè)務流動性不足可能帶來的損失，銀行只能借新還舊，繼續(xù)加大期限錯配，不斷積累內在的不穩(wěn)定性，隨時可能引發(fā)流動性風險（項后軍和曾琪，2019）[18]。

（四）期限錯配對不同類型銀行穩(wěn)健性影響的分析比較

國有銀行作為同業(yè)資金主要的融出方和同業(yè)資產的持有方，對于市場的重要性不言而喻。國有銀行先從中央銀行獲取流動性，再通過購買中小型商業(yè)銀行同業(yè)存單的方式獲利。而股份制銀行和城商行等中小銀行，則只能通過發(fā)行短期、低利率同業(yè)存單獲取資金，然后再購買高風險長周期、利率更高的同業(yè)存單和同業(yè)理財進行套利。在金融市場改革和監(jiān)管政策的影響下，中小銀行為了獲取更高的利潤，有動力積極參與同業(yè)業(yè)務，加大了同業(yè)業(yè)務流動性風險，進一步強化了同業(yè)業(yè)務期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響。此外，中小銀行的情況也并不完全相同。通過對平安銀行廣州分行、民生銀行廣州分行和湖南南縣農商行等銀行的實地調研發(fā)現(xiàn)，相比股份制銀行和城商行主動開展同業(yè)套利，農商行開展同業(yè)業(yè)務的動機并不強。這是因為：一方面，農商行享受國家扶持“三農”發(fā)展的激勵政策，涉農貸款總額的85%享受免稅優(yōu)惠;另一方面，農商行普遍存在不良率較高的歷史包袱，受到銀行監(jiān)管部門的嚴格監(jiān)管。

基于上述分析，本文將流動性風險作為期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的中介效應變量，并采用銀行存款余額作為衡量銀行流動性的代理變量，提出以下假設：

H1：期限錯配顯著弱化了商業(yè)銀行經營的穩(wěn)健性;

H2：在期限錯配影響下，國有銀行和農商行的穩(wěn)健性程度高于股份制銀行和城商行;

H3：流動性風險是期限錯配影響銀行經營穩(wěn)健性的重要傳導渠道。

三、研究設計

（一）變量選取

1. 核心解釋變量：銀行期限錯配程度。對于商業(yè)銀行期限錯配指標的測算，國內外學者均開展了很有價值的探索。Brunnermeier等（2011）[9]提出了流動性錯配指數(shù)（[LMI]）的概念，通過衡量銀行資產端市場流動性以及負債端融資流動性來測度銀行流動性水平。Bai等（2015）[10]在Brunnermeier等（2011）[9]的基礎上進一步明確了流動性錯配指數(shù)的計算過程，他們將資產和負債均看作是完全流動資產的衍生產品，其中負債期限越短或資產期限越長，對流動性的消耗越大，因此流動性錯配指數(shù)非常適合衡量商業(yè)銀行期限錯配的程度（裘翔，2015）[13]。本文采用Brunnermeier等（2011）[9]以及Bai等（2015）[10]提出的流動性錯配指數(shù)（[LMI]）作為衡量銀行期限錯配的代理變量，并結合我國商業(yè)銀行的實際情況，構建核心解釋變量（[CBLMI]）。具體而言，Bai等（2015）[10]對商業(yè)銀行報表中每個會計科目均賦予一個流動性敏感系數(shù)，而不同資產或負債的流動性敏感系數(shù)與其自身的期限密切相關。本文以此為基礎，并參考Berger和Bouwman（2009）[19]的做法，將銀行資產負債表中的科目按流動性程度分為不流動、半流動性和高流動性三類，分別賦予相對應的權重（見表1），加總計算后得出流動性錯配指數(shù)（[LMI]）。假設商業(yè)銀行資產科目的權重為[ρt，ak]，其中[t]表示年份，[ak]表示商業(yè)銀行資產科目，用[ait，k]表示[t]年份第[i]家銀行資產科目[k]對應的數(shù)值;同樣，假設商業(yè)銀行負債科目的權重為[ρt，lk]，其中[t]表示年份，[lk′]表示商業(yè)銀行負債科目，用[lit，k]表示[t]年份第[i]家銀行負債科目[k]對應的數(shù)值。王然（2017）[20]認為，銀行的流動性錯配指數(shù)（[LMI]）受到銀行規(guī)模的影響，所以要對流動性錯配指數(shù)（[LMI]）進行標準化處理，剔除總資產的影響，即[LMI']=[LMI]/總資產。

當[CBLMI]<0時，銀行處于流動性缺口狀態(tài);當[CBLMI]>0時，銀行處于流動性盈余狀態(tài)。期限錯配指數(shù)越小，意味著期限錯配程度越高。

2. 被解釋變量：商業(yè)銀行穩(wěn)健性程度。

（1）衡量指標。以國際貨幣基金組織（IMF）的《金融穩(wěn)健性指標編制指南》為依據，參考國內外相關研究成果，并結合我國國情及數(shù)據可得性，從資產質量、資本充足性、盈利能力和流動性等四個方面選取不良貸款率、撥備覆蓋率、資產收益率、GDP增長率、資本杠桿率和CPI增長率等六個指標，合成為商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)（[BSI]）。為使估計的公因子有政策含義，本文參考Bagliano和Morana（2009）[21]的研究方法，在合成商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)（BSI）時，運用因子法對選取的六個指標提取因子，共得到3個公因子，分別稱之為：Factor1、Factor2和Factor3（見表3）。進一步，可以發(fā)現(xiàn)三個公因子分別刻畫的是某一類別（組群）因素的特征，其中，F(xiàn)actor1主要刻畫的是GDP增長率和CPI增長率兩個指標的特征，載荷系數(shù)分別為0.97和0.9631，背后的經濟含義是在經濟繁榮期，商業(yè)銀行更有動機增加信貸杠桿以獲取超額利潤，進而導致經營的不穩(wěn)健，因此該因子數(shù)值越小則銀行經營越穩(wěn)健;Factor2主要刻畫的是資本杠桿率和資產收益率兩個指標的特征，載荷系數(shù)分別為0.8838和0.6456，背后的經濟含義是資產收益率和銀行資本杠桿率越高則銀行經營越穩(wěn)健;Factor3主要刻畫的是不良貸款率，載荷系數(shù)為0.8769，背后的經濟含義是不良貸款率越小則銀行經營越穩(wěn)健。綜上所述，公因子Factor1和Factor3刻畫的經濟指標越小，則銀行經營越穩(wěn)健，公因子Factor2刻畫的經濟指標越大，則銀行經營越穩(wěn)健，考慮三個公因子對商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)（BSI）的累計貢獻率，公因子Factor1和Factor3的貢獻占比為72.51%，公因子Factor2的貢獻占比為27.49%，因此，合成的商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)（BSI）主要刻畫的是公因子Factor1和Factor3的特征，說明商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)（BSI）越小，則銀行經營的穩(wěn)健性越高。

（2）效度檢驗。本文先進行KMO檢驗和Bartlett（巴特利）球體檢驗，判斷所采用的樣本數(shù)據是否適用于因子分析法。結果顯示，KMO值為0.530，Bartlett的觀測值（近似卡方）為4090.202，相應的概率p為0.0000，表明樣本數(shù)據適合進行因子分析。

（3）穩(wěn)健性指數(shù)的測算。采用主成分因子法進行因子分析，由結果可以看出，因子分析所提取的3個公因子累計方差貢獻率達到73.34%（見表2和表3）。根據提取的3個公因子得分系數(shù)矩陣（f1、f2和f3）及相應方差貢獻率，計算得出我國商業(yè)銀行穩(wěn)健性指數(shù)的綜合得分。計算公式如下：

3. 中介效應變量。根據前文影響機制分析，選擇流動性風險作為期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的中介效應變量，并采用銀行存款余額（[DEP]）作為流動性風險的代理變量。

4. 控制變量。參考郭品和沈悅（2019）[22]、項后軍和曾琪（2019）[18]、丁寧和任亦儂（2017）[23]、左月華和李小欣（2016）[24]等人的研究，本文選取銀行治理水平（[MAN]）、凈息差（[NIM]）、貨幣供應量增長率（[M2]）、股票市值占GDP比率（[STOCK]）和四大行資產占總資產比率（[CR4]）等宏微觀變量作為控制變量（見表4）。

（二）模型構建

為考察商業(yè)銀行期限錯配對其穩(wěn)健性的影響，本文綜合國內外文獻，建立如下計量模型：

式中，下標[i]表示單家商業(yè)銀行，下標[t]表示年份;[Control]代表一系列控制變量;[νit]為無法觀測到的個體效應，[μit]為隨機干擾項。

為進一步驗證流動性風險（DEP）是否在銀行期限錯配和銀行穩(wěn)健性之間起到顯著的中介效應，本文借鑒郭品和沈悅（2019）[22]的研究方法，采用銀行存款余額（DEP）作為流動性風險的代理變量。采用銀行存款余額作為反映流動性風險的指標，存款余額越大表示流動性風險越小。采用溫忠麟等（2004）[25]提出的中介效應檢驗方法進行檢驗，并構建如下遞歸模型：

根據中介效應模型的檢驗程序，按以下步驟驗證假說3：第一步，回歸方程（4）。若[β1]顯著為負，則進行下一步，否則停止檢驗。第二步，回歸方程（5）。若[γ1]顯著為正，則意味著銀行期限錯配程度與流動性風險正相關，期限錯配程度越高則流動性風險越大。第三步，回歸方程（6）。若系數(shù)[σ2]顯著但[σ1]不顯著，則說明流動性風險在銀行期限錯配影響其穩(wěn)健性的過程中承擔了完全中介的角色;若系數(shù)[σ1]和[σ2]均顯著且[σ1]小于[β1]，則說明流動性風險具有部分中介效應。中介效應由[γ1×σ2]衡量，Sobel檢驗統(tǒng)計量在5%顯著性水平上的臨界值為0.97。

（三）數(shù)據來源和描述性統(tǒng)計

為研究銀行期限錯配程度與銀行穩(wěn)健性之間的關聯(lián)性，在考慮相關數(shù)據可得性的基礎上，本文選取了202家國內商業(yè)銀行非平衡面板數(shù)據作為研究樣本，其中包括6家國有銀行、11家股份制銀行、76家農商行和110家城商行。在剔除數(shù)據缺失較為嚴重以及數(shù)據波動異常的樣本后，共得到1592個有效觀察值（見表5）。所使用的數(shù)據來源于萬得數(shù)據庫、各銀行公開年報、中國經濟社會大數(shù)據研究平臺和北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)。選取的樣本區(qū)間為2011年12月31日至2018年12月31日，均為年度數(shù)據。

四、實證研究

（一）基準估計結果

1. 平穩(wěn)性檢驗。為保證回歸結果的有效性，先對樣本數(shù)據的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，選用LLC和Fisher-ADF兩種方法。若兩種檢驗均拒絕存在單位根的原假設，即認為此序列是平穩(wěn)的。結果顯示，與銀行層面相關變量的單位根檢驗均顯著，拒絕原假設，據此可排除模型存在偽回歸的可能（見表6）。

2. 實證研究。對模型進行面板效應選擇檢驗。靜態(tài)面板主要包括三種形式：固定效應模型、隨機效應模型和混合回歸模型。第一步，比較固定效應模型和混合回歸模型。由于F檢驗在1%的顯著性水平下拒絕混合回歸模型，所以選擇固定效應模型。第二步，比較固定效應模型和隨機效應模型。Hausman統(tǒng)計量顯示，拒絕隨機效應模型，因此本文選擇固定效應模型進行回歸分析。

表7展示了銀行期限錯配對銀行穩(wěn)健性影響的基準估計結果。（1）—（4）列依次加入時間效應、年度個體效應、與銀行相關的控制變量和宏觀經濟層面控制變量。結果表明：（1）銀行期限錯配指數(shù)（CBLMI）的估計系數(shù)均為負，且在1%的水平上顯著。銀行期限錯配指數(shù)越小表示錯配程度越高，穩(wěn)健性指數(shù)越小表示穩(wěn)健性越高，所以銀行期限錯配降低了銀行穩(wěn)健性，驗證了假設1。（2）與銀行相關的控制變量方面，銀行治理水平（MAN）系數(shù)為負，本文選取銀行支付的咨詢費和中介機構費與營業(yè)收入的比率作為衡量銀行治理水平的指標，銀行在公司治理層面的投入越大表明治理能力越強，經營穩(wěn)健性越高。四大行資產規(guī)模占總資產比率（CR4）的系數(shù)為正，可能的解釋是，四大行具有市場優(yōu)勢，其他銀行開展業(yè)務難度上升、風險承擔提高，弱化了銀行經營的穩(wěn)健性。徐璐和錢雪松（2013）[16]研究發(fā)現(xiàn)，間接融資比例高、銀行集中度過高等問題增加了銀行體系的脆弱性。（3）宏觀經濟控制變量方面，貨幣供應量增長率M2系數(shù)為負，說明隨著貨幣投放數(shù)量的增加，銀行流動性充裕，由于期限錯配而發(fā)生系統(tǒng)性風險的可能性降低，進而提升了銀行經營穩(wěn)健性。丁寧和任亦儂（2017）[23]認為，我國影子銀行規(guī)模、GDP增長率和M2增長率都能引起商業(yè)銀行穩(wěn)健性的變化，其中M2增長率提升了銀行穩(wěn)健性。股票市值占GDP比重（STOCK）的系數(shù)為正。根據托賓Q理論，股票市場的繁榮使得企業(yè)可以在相對高價發(fā)行股票，購買新的資產，對銀行貸款的需求增加;根據莫迪利亞尼的生命周期模型，金融財富的主要組成部分是股票，當股票價格上漲時，居民金融財富的價值上升，有增加投資的需求，進而導致對銀行貸款需求的增加。由以上兩個資產價格傳導渠道，在股票市場繁榮期，企業(yè)和居民對銀行資金的需求旺盛，銀行作為供給端，有增加期限錯配擴大業(yè)務規(guī)模的動機，從而降低了經營的穩(wěn)健性程度。

3. 穩(wěn)健性分析。

（1）替換變量。裘翔（2015）[13]通過對我國100多家商業(yè)銀行的實證分析發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)整體風險承擔效應的影響如果小于成本效應，即銀行期限錯配控制在一定范圍內，則商業(yè)銀行凈利差變大;反之，商業(yè)銀行的凈利差下降，銀行期限錯配的風險未得到充分補償，進而影響銀行的穩(wěn)健性。據此，本文選擇銀行凈利差替換銀行治理水平，對模型進行穩(wěn)健性分析，結果見表8。數(shù)據顯示，在依次加入時間效應、個體固定效應、銀行相關控制變量和宏觀層面控制變量后，核心解釋變量的估計系數(shù)依然顯著為負，說明期限錯配顯著弱化了銀行的穩(wěn)健性;其他控制變量系數(shù)的方向不變，且結果顯著。

（2）內生性問題。研究銀行期限錯配對穩(wěn)健性的影響，可能會受到內生性問題的影響，進而造成估計結果有偏。鑒于此，本文選擇采用工具變量并運用兩階段最小二乘法（2SLS）進行穩(wěn)健性分析。已有研究顯示，銀行期限錯配與所在地區(qū)金融發(fā)展程度密切相關，金融發(fā)展程度越高的地區(qū)，數(shù)據收集和處理能力相對高，可有效降低借貸雙方之間的信息不對稱問題，銀行有動機擴大授信規(guī)模，因此，銀行期限錯配效應越明顯（周逢民，2004;謝軍和黃志忠，2014;張驥，2020;胡育蓉和范從來，2017）[26-29]。北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)是一個動態(tài)的指標體系，伴隨著金融創(chuàng)新發(fā)展，該體系在相關領域不斷增設新的指標，包含銀行信貸、信用、投資、保險、貨幣基金等業(yè)務分類指數(shù)，是可以很好評價地區(qū)金融發(fā)展程度的指標。易行健和周利（2018）[30]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以緩解社會流動性約束，但可能導致全社會杠桿率攀升，不斷積累的債務容易誘致期限錯配的產生，導致類似美國次貸危機和韓國信用卡危機等危機的發(fā)生。數(shù)字普惠金融指數(shù)作為一個嚴格的外生變量，與銀行期限錯配是相關的，會對銀行期限錯配產生直接影響，而數(shù)字普惠金融指數(shù)與銀行的穩(wěn)健經營沒有直接關聯(lián)。因此，本文選擇北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)作為衡量銀行期限錯配的代理變量。

表9展示了工具變量的回歸結果。對于工具變量固定效應模型方法，第一階段的弱工具變量檢驗F 的統(tǒng)計量為17.73，高于臨界值10的水平，因此，不存在弱工具變量問題，選取的工具變量是合理的。相應的內生性檢驗結果（DWH Chi2 Test =67.26）在1%的水平上顯著，表明方程（2）的計量結果具有無偏性，方程（1）的估計結果存在一定的偏誤。方程（2）回歸結果顯示，銀行期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)為負，并且在1%的水平上顯著。同模型（1）相比，銀行期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)絕對值更大，說明內生性對估計結果造成了偏差，工具變量的使用改善了估計結果。以上結果表明，在控制內生性問題的基礎上，銀行期限錯配降低經營穩(wěn)健性的結論仍然成立，因此，本文的結論是穩(wěn)健的。

（二）異質性分析

考慮到參與同業(yè)業(yè)務的意愿不同，進一步分析不同類型商業(yè)銀行期限錯配對銀行穩(wěn)健性是否存在異質性影響。本文對202家商業(yè)銀行進行分組，并將中國銀行、中國農業(yè)銀行、中國工商銀行、中國建設銀行、中國交通銀行和中國郵政儲蓄銀行定義為國有銀行，將11家股份制銀行（不包含恒豐銀行）定義為股份制銀行，其余商業(yè)銀行相對國有銀行和股份制銀行規(guī)模較小，分別定義為城商行和農商行。以此對模型（1）進一步分組估計，結果見表10和表11。

結果顯示：（1）國有銀行和農商行期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)均為負，但并不顯著。可能的原因是：國有銀行資產規(guī)模大、經營穩(wěn)健、實力雄厚，不易感染風險，但容易將風險傳染給中小銀行（陳穎等，2014）[31];農商行定位于服務中小微企業(yè)和“三農”，享受國家激勵政策，開展同業(yè)業(yè)務的動機不強，銀行期限錯配程度與經營穩(wěn)健性之間關系不顯著。（2）股份制銀行和城商行期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)均顯著為負，且股份制銀行期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響要高于城商行，原因可能在于股份制銀行規(guī)模大、實力強，獲取資源的能力高于城商行，更容易做大業(yè)務規(guī)模，且結構更為復雜，期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響程度也就更高。上述結果表明，對不同類型的銀行而言，期限錯配對其穩(wěn)健性的影響程度存在異質性，從而驗證了假設2。

（三）銀行期限錯配對銀行穩(wěn)健性影響的渠道分析

在影響機制分析的基礎上，采用銀行流動性風險作為中介變量，考察股份制銀行和城商行期限錯配、流動性風險與銀行穩(wěn)健性三者之間的關系。由表12和表13的結果可知，整體上看，2011—2018年間流動性風險指標和銀行期限錯配水平是同向相關的，說明銀行期限錯配程度越低，流動性風險越低，銀行的穩(wěn)健性水平越高。

表12顯示的是股份制銀行的數(shù)據結果。列（1）中，期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)同樣顯著為負，說明期限錯配程度越高，銀行穩(wěn)健性程度越低;列（2）中，期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)為正，說明期限錯配程度越低，流動性風險越低，即降低銀行錯配程度可有效緩解銀行的流動性壓力;列（3）中，期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)依然顯著為負，中介變量流動性風險指標顯著為負，且銀行期限錯配指數(shù)的估計系數(shù)絕對值由列（1）的1.0363降為0.9390，說明在期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的過程中，流動性風險具有部分中介效應。另外，為進一步確保中介效應結果的可靠性，本文進行了Sobel檢驗，結果顯示：[Z=-1.4487]，[Z>0.97]，中介效應占總效應的比重為10.3%。由于股份制銀行的性質不同于需要承擔社會責任的國有銀行和以服務“三農”為主要目標的農商行，出于盈利的目的，股份制銀行有加大期限錯配以獲取利潤的動力;同時，相比城商行，股份制銀行融資能力更強，擁有更多的資源和市場空間，可以通過多種渠道補充流動性，因此由期限錯配帶來的流動性風險對股份制銀行穩(wěn)健性的影響有限。同樣，表12的結果也說明，股份制銀行流動性風險的中介效應顯著，存在期限錯配、流動性風險與銀行穩(wěn)健性之間的傳導關系。

表13顯示的是城商行的數(shù)據結果。結論與股份制銀行基本一致，不同的是，Z=-2.3125，[Z]>0.97，中介效應占總效應的比重為22.6%，高于股份制銀行。相較于股份制銀行，城商行規(guī)模小、覆蓋范圍有限、融資渠道少，更多通過同業(yè)負債來解決流動性問題。黃勃等（2018）[32]認為，中小型銀行實力沒有國有商業(yè)銀行雄厚，因而會積極利用同業(yè)負債;但同業(yè)負債的短期性和不穩(wěn)定性會加劇銀行的期限錯配，因此，流動性風險對城商行穩(wěn)健性的影響更大。

五、結論與建議

本文以商業(yè)銀行期限錯配的形成原因為切入點，基于我國202家商業(yè)銀行在2011—2018年間的非平衡面板數(shù)據，分析了期限錯配與銀行穩(wěn)健性之間的關聯(lián)機制;在此基礎上，深入研究了國有銀行、股份制銀行、城商行和農商行之間影響程度的異質性，并進一步探討了期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的傳導路徑。

本文主要得出以下結論：

第一，期限錯配會顯著弱化銀行經營的穩(wěn)健性。異質性研究發(fā)現(xiàn)，期限錯配對國有銀行和農商行穩(wěn)健性的影響不顯著，對股份制銀行穩(wěn)健性的影響程度顯著大于城商行。原因可能在于國有銀行是我國金融業(yè)的骨干力量，需要承擔更多的社會責任，且其治理體系相對完備;農商行受國家政策扶持，主要定位于服務“三農”;股份制銀行覆蓋范圍廣、規(guī)模大，獲取資源的能力高于城商行，更容易做大同業(yè)業(yè)務規(guī)模，期限錯配對銀行穩(wěn)健性的影響也更大。

第二，流動性風險構成了期限錯配影響銀行穩(wěn)健性的傳導渠道。其中，股份制銀行流動性風險的相對貢獻為10.3%;城商行流動性風險的相對貢獻為22.6%。原因可能在于：相比較股份制銀行，城商行融資渠道少，更多通過同業(yè)負債解決流動性問題。在同業(yè)市場上更多扮演著資金借入方的角色，其流動性風險因而大于大型銀行;而同業(yè)負債的短期性和不穩(wěn)定性則加劇了銀行的期限錯配。

基于以上結論，本文對我國商業(yè)銀行經營管理和風險防范提出以下建議：

一是規(guī)范銀行同業(yè)業(yè)務發(fā)展，降低銀行期限錯配程度。首先，應建立完整的同業(yè)業(yè)務管理制度，對資金在金融體系內部空轉或單純以套利為目的業(yè)務進行嚴格管制。其次，引導同業(yè)非標業(yè)務逐步向標準化業(yè)務轉變，特別對通道業(yè)務和通過信托受益權買入返售業(yè)務，應增加標準化信貸資產的比例，提高同業(yè)資產流轉的透明度，逐步降低期限錯配的程度，為商業(yè)銀行主動調節(jié)資產結構創(chuàng)造條件。最后，通過設定同業(yè)資產規(guī)模上限、規(guī)定同業(yè)資產的期限結構以及增加流動性好、期限短的標準化資產配置等措施，降低期限錯配的程度。

二是制定政策降低股份制銀行和城商行的經營風險。本文研究表明，控制同業(yè)業(yè)務創(chuàng)新的關鍵在于股份制銀行和城商行。首先，在充分考慮國有銀行、股份制銀行、城商行和農商行同業(yè)業(yè)務結構差異的基礎上，強化對股份制銀行和城商行的結構性逆周期杠桿監(jiān)管。其次，加強對股份制銀行和城商行的經營收入、不良貸款和流動性管理，推動其主動“去杠桿”。最后，對股份制銀行和城商行以買入返售和賣出回購為代表的新興同業(yè)業(yè)務實施功能性監(jiān)管，有針對性地約束銀行和信托公司通過暗箱操作、抽屜協(xié)議等方式承諾回購，維護金融穩(wěn)定。

三是把握金融創(chuàng)新趨勢，加強銀行流動性風險管理。首先，金融創(chuàng)新與金融風險往往相伴產生，而有效的監(jiān)管措施是良性創(chuàng)新的制度保障。應在完善的監(jiān)管體系內鼓勵金融創(chuàng)新，做到張弛有度。其次，建議按照巴塞爾協(xié)議Ⅲ的要求，擴大流動性風險的監(jiān)管范圍，充分發(fā)揮流動性覆蓋率和凈穩(wěn)定資金比率兩個監(jiān)管工具的政策效用。最后，將流動性風險管理納入宏觀審慎監(jiān)管框架，建立流動性風險預警機制，進一步提高商業(yè)銀行對流動性風險的防范意識。

注：

①商業(yè)銀行流動性錯配指數(shù)= -0.5[×]（流動性資產+非流動性負債）+0[×]（半流動性資產+半流動性負債）+0.5[×]（非流動性資產+流動性負債）

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