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一、相關文獻綜述

眾多國內學者對我國資產證券化影響商業銀行流動性的問題進行了研究。郭平剛(2008)通過分析資產證券化對貨幣供給的影響，提出開發資產證券化產品并不能夠增加商業銀行的流動性的結論［1］;曾令剛(2014)認為當銀行面臨大額流動性缺口時，資產證券化具有較強的緩釋效力，能較好地解決商業銀行存貸款期限結構錯配的問題［2］;謝舒宜(2015)采用因子分析法分析了信貸資產證券化對商業銀行流動性、安全性和盈利性的影響［3］;鄒曉梅(2015)提出住房抵押貸款證券化是促進商業銀行ROE的主要因素［4］;劉紅霞(2016)認為商業銀行參與資產證券化的主要是由于監管的加強，而導致商業銀行動力不足的首要原因則是流動性充足［5］。從現有文獻來看，大多數文章都是對資產證券化的定義、風險的控制以及存在的意義進行理論分析;同時實證分析中所使用的數據往往只是截面數據或時間序列數據，具有一定的局限性。針對以上問題，本文選取國內已開展資產證券化業務的商業銀行的季度面板數據，通過相關檢驗與回歸分析來驗證資產證券化對我國各大商業銀行流動性的影響。

二、數據分析與模型構建

本文選用2009年第一季度到2015年第四季度中國銀行、中國工商銀行、中國建設銀行、交通銀行、招商銀行、中信銀行、上海浦東發展銀行和興業銀行8家銀行的季度數據作為樣本區間進行研究。原始數據來源于choice數據庫以及各銀行季度報表。(一)指標選取。1．衡量商業銀行流動性風險指標的選取。目前對商業銀行流動性進行評價時，主要采用的是靜態評價法和動態評價法兩種方法。其中，靜態評價法涉及到的主要評價指標有存貸比、核心存款比例、流動性比率、貸款占比和拆借資金比例等;動態評級法涉及到的主要評價指標有融資缺口、流動性缺口和久期等。在考慮商業銀行資產負債狀況的同時，較難獲得動態分析所需的數據，因此本文選取貸款占比以及流動性比率來衡量商業銀行的流動性風險。2．衡量商業銀行信貸資產證券化指標的選取。在衡量商業銀行信貸資產證券化時，一般采用資產支持證券換手率和證券化比率作為主要衡量指標。其中，資產支持證券換手率是由證券總交易量與證券總流通量相比計算得到，換手率的高低體現的是銀行間債券市場流動性的好壞。通常而言，換手率越高，說明銀行間債券市場的流動性越強，反之，流動性越弱。證券化比率是由衡量當期銀行證券化資產總額與衡量當期銀行信貸資產總額相比計算得到。證券化比率的高低衡量的是商業銀行資產證券化的高低程度，一般而言，證券化比率越高，說明商業銀行資產證券化的程度越高。3．控制變量的選取。銀行的資產規模越大，其對內部風險的控制以及整個銀行資產結構的調節能力都相對較強，同時有能力發展各項新業務來進一步控制潛在的風險。凈利息收入比率是商業銀行凈利息收入金額與總資產之比，通常用于衡量銀行貸款業務盈利的能力，數值越高說明商業銀行獲利能力越強，反之則說明商業銀行的獲利能力越差。綜上所述，對下文實證分析中使用到的變量進行列表展示，見表1(二)單位根檢驗。為消除原始數據中共同趨勢對分析結果的影響，對數據進行一階差分化處理。運用ADF單位根檢驗法對一階差分處理之后的數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。由表2可知，一階差分后的數據序列呈現出平穩性特征。根據檢驗結果可知，各變量在顯著性水平為1%的情況下可拒絕“存在單位根”的原假設，時間序列平穩，可進一步進行協整檢驗。(三)協整檢驗。為了進一步判斷各變量之間的關系，我們通過協整檢驗來判斷其是否存在長期均衡關系。先運用OLS最小二乘法估計變量之間的回歸方程，并在此基礎上計算出殘差，最后再對殘差的平穩性進行檢驗。如果殘差序列平穩，則認為兩變量之間存在長期均衡關系。運用Johansan極大似然估計法檢驗流動資產比率LR與證券化資產比率AS、資產支持證券換手率TS之間以及存貸比CR與AS、TS之間是否存在協整關系以及協整關系的個數，檢驗結果見表3。由表3檢驗結果可知，在顯著性水平為。5%的情況下，變量LR與AS、TS之間存在唯一的協整關系，CR與AS、TS之間也存在唯一的協整關系。(四)格蘭杰因果關系檢驗。由于LR與證券化資產比率AS、資產支持證券換手率TS之間存在長期均衡關系，存貸比CR也與AS、TS之間存在長期均衡關系，因此可進行長期均衡的因果關系檢驗。運用格蘭杰因果關系檢驗對LR與AS、TS之間以及CR與AR、TS之間的因果關系進行檢驗，檢驗結果見表4。由表4可知，在置信區間為5%、滯后階數為2時，證券化資產比率AS是流動資產比率LR的格蘭杰原因，而資產支持證券換手率TS不是流動資產比率LR的格蘭杰原因;證券化資產比率AS是存貸比CR的格蘭杰原因，而資產支持證券換手率TS不是存貸比CR的格蘭杰原因。(五)回歸結果為了了解解釋變量對被解釋變量的影響程度，引入控制變量對樣本進行回歸分析，得到流動資產比率的回歸方程如下:LR=0．2163×AS+0．0732×SLE+0．0133×NIRR+0．2764t=(15．8652)(2．1345)(1．9760)(1．9224)同時可得到存貸比的回歸方程:CR=0．1091×AS+0．138×SLE+0．0095×NIRR+0．2562t=(2．8652)(3．3241)(2．1123)(1．7391)

三、結論與對策建議

(一)相關結論。1．資產證券化對流動資產比率的影響。實證結果顯示銀行流動性比例與資產支持證券的換手率以及信貸資產證券化比例之間存在長期均衡關系，同時，資產證券化比率每增加1%，銀行的流動性比例將會提髙0．2163%。根據格蘭杰因果檢驗，資產支持證券換手率不是流動資產比率的格蘭杰原因，而證券化資產比率是流動資產比率的格蘭杰原因，可以看出銀行流動性比例的變化不是由資產支持證券換手率所引起的，而是通過資產證券化比率的變化所引起的。這是因為我國信貸資產支持證券的換手率過低會導致資產支持證券的流動性不高，從而無法有效地降低商業銀行的流動性風險。因此進行資產證券化有助于銀行降低流動性風險，而資產支持證券低流動性對釋放銀行流動性風險作用不明顯。2．資產證券化對存貸比的影響。存貸比與資產支持證券的換手率及資產證券化比率之間存在長期均衡關系，同時，證券化比率每增加1%，存貸比將提高0．1091%。格蘭杰因果檢驗表明證券資產化比率是存貸比的格蘭杰原因，而資產支持證券換手率則不是存貸比的格蘭杰原因。這說明存貸比的變化是由資產證券化比例而非資產支持證券換手率所引起。結果同樣表明進行信貸資產證券化有助于銀行降低流動性風險，而資產支持證券低流動性對釋放銀行流動性風險作用不明顯。(二)對策建議。1．加速金融業混業經營模式改革。由于我國金融業的長期分業監管政策的實施，迫使商業銀行只能在銀行間市場發行和交易銀行信貸資產支持證券，從而面臨投資者數量有限、結構單一的問題。而發行審批環節較多也在一定程度上限制了商業銀行資產證券化的快速發展。因此，我國金融業可利用信貸資產證券化快速發展的契機作為經營模式轉變的突破口，加快由“分業經營”向“混業經營”的轉變，從而為商業銀行資產證券化提供制度保證。2．加快信用體系及相關機制的建設，創造良好的制度環境。我國國內大多數資產在國際市場上的信用評級不高，較低的信用評級導致了相關費用和融資成本的增加。因此應當提升我國信用評級機構的業務水平，保證資產支持證券的順利發行，另外可以適當擴大交易平臺，探索交易機制，推動資產證券化的發展。3．防范和控制風險，加強業務監管。監管機構更要加強監管力度，構建合理有效的規則制度，重視金融機構間以及企業之間的風險關聯性，從而對市場的系統性風險以及傳導過程做到提前防范。在合理與安全的范圍內允許商業銀行進行監管資本套利，推進信貸資產證券化業務發展的同時，健全和完善金融體系，建立全方位的風險防范體制。

［參考文獻］

［1］郭平剛．我國商業銀行資產證券化產品開發研究［D］．楊陵:西北農林科技大學，2008．

［2］曾令剛．信貸資產證券化在銀行流動性風險管理中的作用［D］．成都:西南財經大學，2014．

［3］謝舒宜．信貸資產證券化對中國商業銀行經營績效影響研究［D］．南寧:廣西大學，2015．

［4］鄒曉梅，張明，高蓓．資產證券化與商業銀行盈利水平:相關性、影響路徑與危機沖擊［J］．世界經濟，2015，(11):144－167．

［5］劉紅霞，幸麗霞．商業銀行信貸資產證券化行為動機研究———基于監管主導與市場選擇的對比視角［J］．證券市場導報，2016，(2):47－53．

［6］任立軍．信貸資產證券化對商業銀行流動性風險影響研究［D］．上海:東華大學，2014．

作者:宋策 吳禮斌 單位:安徽財經大學