贷款减值会计裁量权与监管资本套利——基于上市商业银行贷款减值数据的实证研究

于永生，罗承磊

(浙江财经大学，浙江 杭州 310018)

十九大报告与全国金融工作会议(2017、2018、2019)均聚焦金融风险问题，要求通过强化金融监管等措施守住不发生系统性金融风险底线。央行发布的《中国金融稳定报告》(2018、2019)和银监会(2018)印发《关于进一步深化整治银行业市场乱象的通知》，重点整治公司治理不健全、违反宏观调控政策、影子银行和交叉金融产品风险、侵害金融消费者权益、利益输送、违法违规展业、案件与操作风险、行业廉洁风险等，基本涵盖了银行业市场乱象和存在问题的主要类别。作为银行业监管的核心体系，巴塞尔协议一直以来致力于维持资本市场稳定、降低银行系统面临的风险。基于2008年金融危机的经验和教训，巴塞尔银行监管委员会于2010年9月就《巴塞尔协议Ⅲ》的内容达成一致，它提高了核心资本充足率和一级资本充足率的最低要求。我国银监会根据巴塞尔协议Ⅲ制定了《商业银行资本管理办法(试行)》(2013年实施，下称“资本新规”)，将原资本管理办法规定的两级最低要求(资本充足率不得低于8%，核心资本充足率不得低于4%)变更为三级最低要求(资本充足率不得低于8%，一级资本充足率不得低于6%，核心一级资本充足率不得低于5%)，还要求在最低资本要求的基础上计提2.5%的储备资本(由核心一级资本满足)，另外提出了更严格的资本确认条件，如2013年1月1日之后发行的不合格资本工具不再计入监管资本等。按照资本新规要求，商业银行资本充足率应在2018年底前达标。毫无疑问,资本新规实施后商业银行资本监管压力显著增加。

资本新规实施以来，商业银行纷纷通过债务及股权融资等方式提高监管资本水平，目前都达到了监管当局要求的标准，有的甚至远远超过了最低资本充足率要求。国外文献研究发现，在监管资本压力增加时商业银行有可能通过会计方法进行资本套利(Beatty and Liao,2014)[1]。因为商业银行监管资本充足率核算基于其财务报告数据，而对于财务报告中的一些重要资产负债项目，银行管理层具有估值的自由裁量权，这些裁量权的运用可以人为地增加或减少某些项目的金额，进而直接影响资本充足率水平。我国的资本监管制度和会计准则与国际趋同，商业银行的制度激励背景相似，国外银行业的问题在我国可能也存在。基于公开的财务报表数据，本文实证检验我国商业银行是否运用会计自由裁量权来进行监管资本套利，致力于寻找我国商业银行资本监管制度的短板，并为补齐这些监管短板提出针对性政策建议。

2.1 选择贷款减值准备数据的理由

首先，贷款是商业银行最主要的资产，该类资产占银行总资产比例高，约为60%或更高；
其次，贷款减值准备对监管资本影响大，当商业银行计提贷款减值准备时，在资产负债表上该准备冲减贷款资产总额，在损益表上该准备冲减税前利润，它既影响资产又影响收益，对监管资本充足水平影响大；
最后，贷款减值会计裁量权空间大，由于贷款减值会计处理涉及较多估计和判断，商业银行有可能会利用这些估计和判断提供的裁量权空间虚增监管资本。本文验证在实施更严格的资本监管制度后，商业银行是否运用会计处理中的裁量权虚增资本。

2.2 文献综述

会计制度会对银行行为产生多种影响，根据美国财务会计准则委员会(FASB)早年制定的贷款减值确认模型，美国商业银行只有当贷款损失很可能发生且损失的金额能够合理估计时才可以计提贷款损失准备金，以防止银行利用贷款损失准备金来平滑收益。但实际操作中上述规定并非十分有效，因为银行在识别和量化已发生的、可能的和可估计的贷款损失时有较大的会计自由裁量权，导致银行在贷款减值计提这一会计处理上有很大操作空间：当收益高时银行可以通过提取大额准备金将收益从好季度转移到坏季度；
当收益低时，银行可以提取小额准备金以掩饰经营恶化的情景。以这种方式管理收益可以帮助上市银行保持较高的股价并帮助银行经理实现其薪酬目标。因此，有较多欧美学者对会计制度与银行行为进行研究之后认为，监管机构和会计准则制定机构应全方位评估资本监管对会计决策的激励效应。

Betty(1995)认为银行是在利用贷款冲销和贷款减值准备进行资本管理，而不是设置这些应计项目来估计真实的贷款质量。[2]Kim和Kross(1995)研究发现，资本监管法规的变化会导致管理层利用贷款减值准备来进行资本管理。[3]不过Collins(1995)发现1990年之后，银行只能将有限的贷款减值准备(不能超过风险权重资产的1.25%)作为二级资本金，对核心资本充足率的影响有限，因此银行利用贷款减值准备进行资本管理的动机得到了抑制。[4]Ahmed、Takeda和Thomas等人(1999)结合1990年资本充足率制度的变化，重新审视了资本管理和银行贷款减值准备金之间的关系，他们发现有证据表明：贷款减值准备金反映了银行贷款组合预期质量的重大变化，同时银行的资本管理动机会影响贷款减值准备的计提。[5]Wall和Koch(2000)也认为，银行有动机利用会计自由裁量权操纵贷款减值准备金额，以管理报告的资本和收益；
即使实际的经济损失并不受贷款减值准备计提的影响，但是会计报告中的贷款减值准备计提数据很可能会在不完善的市场中发挥重要的作用，因为市场参与者要分析并且获得实际信息的成本很高，他们倾向于利用报表所提供的信息来降低成本。[6]Bikker 和Metzemakers(2005)对29个经合组织国家 8000 家银行从 1991年到2001年的数据进行分析，结果显示在资本充足率水平较低时，银行倾向于计提更多的贷款减值准备。[7]Dushyantkumar(2011)根据2007—2008年金融危机时期的数据，实证研究发现银行在经济下行时期对贷款减值准备会计处理的及时性较低，它们倾向于利用推迟贷款减值准备以此减少利润的扣除来平滑收益。[8]Ng和Roychowdhury(2011)以2008—2010年美国破产银行作为研究对象进行研究，发现银行在经济上行期常常利用贷款减值准备进行资本管理。[9]Gebhardt和Novotny Farkas(2011)认为依赖于贷款已发生损失而非预期损失来确认贷款减值准备的会计处理是对推迟减值准备的一种激励，会破坏二级资本的审慎性原则。[10]Huizinga 和 Laeven (2012)分析了美国商业银行2001年至2008年的数据，发现商业银行在2007—2008年金融危机期间为了减缓资产贬值的速度会倾向于少计提贷款减值准备。[11]Balla等人(2012)通过实证研究发现，银行使用贷款减值准备金来管理收益，他们也发现了在20世纪80年代和90年代银行使用贷款减值准备金来规避税收和管理资本的证据。[12]Kilic(2013)发现，在采用SFAS 133前后银行使用贷款减值准备金平滑收益的情形显著增加，这降低了银行通过衍生品平滑收益的能力，这一结果表明，管理层主要使用贷款减值准备金和衍生品作为盈余管理的工具。[13]Ozili(2015)实证检验了尼日利亚银行在自愿采用国际财务报告准则期间的数据，发现银行财务报表报告的收益及其相关数据并不能真实反映尼日利亚银行的潜在经济现实，这一结果表明银行会利用贷款减值准备进行资本管理、盈余管理和信号传递。[14]Acharya和Ryan(2016)发现银行会通过会计政策变更的方式来掩饰其违反监管资本要求的事实。[15]Dou(2017)指出，会计制度也能帮助银行掩饰其违反风险管理和内控制度的趋势。[16]

对亚澳地区国家会计制度与银行行为的研究也发现了相似的证据。Danvee Floro(2010)利用2001—2009年菲律宾金融中介机构数据，研究了银行资本状况如何影响贷款减值准备管理，发现资本水平与贷款减值准备之间存在很强的负相关关系，这表明通过贷款减值准备进行资本管理已是银行的常规操作；
也发现了银行在贷款减值准备计提中的顺周期问题，但这种关系受到银行资本化的非线性影响：在经济扩张期间，资本化程度低的银行和资本化程度高的银行贷款减值准备都会减少；
而在经济衰退期间，它们的贷款减值准备都会增加。[17]Anandarajan 等(2007)对澳大利亚的银行年报数据进行实证分析发现，在实施《巴塞尔协议》之后，商业银行为了满足监管资本要求，存在利用贷款减值准备进行资本管理的行为。[18]许友传(2011)基于我国国有商业银行、股份制商业银行以及城市商业银行2000—2008年间数据，对我国商业银行在监管资本约束下的资本管理行为进行了实证研究，结果表明，当银行受到较大的监管压力时银行通常会加大计提贷款减值准备的金额，以此来调增附属资本；
当附属资本调增的部分大于利润扣除部分时就会导致资本充足率上升，以此来满足资本监管要求；
但是当银行对资本监管要求的关注程度降低时，银行的资本调整行为就不会受到监管压力的影响。[19]Frank和Zhu(2012)发现，在金融危机之后亚洲银行的贷款减值准备计提并没有变得更加保守，而是朝着改善收益的方向倾斜。[20]袁鲲和王娇(2014)利用2003—2012年中国上市银行的面板数据进行实证检验，发现商业银行贷款减值准备计提存在显著的顺周期性特征，他们认为我国商业银行有强烈的资本管理动机。[21]

2.3 文献评述

上述时间跨度近20年的相关文献研究既有基于欧美发达国家的银行数据，也有基于尼日利亚等发展中国家的银行数据，还有基于我国的银行数据，一致的结论是：商业银行普遍运用贷款减值会计裁量权管理其资本充足水平，这也可能是银行业普遍运用的潜规则。2008年金融危机的经验教训说明该行为可能引发系统性风险，比如2009年美国120家银行破产前的会计报表显示其净资产为正，很多银行在破产前4—6个月内的监管资本指标均显示其“资本充足”。[22]我国的会计准则和资本规范与国际趋同，商业银行面对的制度背景与国外的商业银行相似，许友传(2011)和袁鲲等(2014)也发现商业银行在资本压力增大时利用贷款减值会计裁量权操纵资本的证据，但整体上看相关研究较少、证据也比较单薄。本文基于我国《资本管理办法》，实证检验资本监管压力与贷款减值会计裁量权运用之间的关系。在强化银行监管成为国家战略背景下，对商业银行利用贷款减值会计虚增资本问题展开进一步研究非常必要，可以为监管机构拓展金融监管范围、补齐监管制度短板提供经验证据和理论支持。

2.4 假设提出

本文研究重点为商业银行是否会利用会计制度来进行监管资本套利。监管资本套利是商业银行在不改变实际风险水平的情况下，利用资本监管制度之间的差异性以及制度内部的不协调性或漏洞，运用资本管理手段提高资本充足率的行为。[23]在我国现行监管制度框架内，商业银行既执行会计制度又贯彻资本规范，且后者以前者为基础；
但在某些实操情况下，两者的目标存在冲突，银行很可能利用会计制度进行资本套利，在面临资本压力时更甚。

各国监管机构对于资本充足率的计算方式进行了统一规定，并设置为一项硬性监管标准，各商业银行的资本充足水平不得低于最低监管资本要求，否则将面临监管干预甚至处罚。Moyer和Scholes等(1990)对银行确认的证券利得和损失数据进行研究分析后发现，当银行的资本充足率较低时其会计处理会倾向于确认较多利得、较少损失；
当银行的资本充足率未达到最低资本监管要求时，银行会利用贷款减值准备金来提高资本充足率，以达到提升资本充足率、满足最低标准的目的。[24]如此进行会计操作的原理在于，商业银行选择贷款减值准备的计提方式在一定程度上具有主观性。因为通过贷款减值准备金进行资本管理可以在不影响银行实际偿付能力的情况下增加监管资本。从计算方式上看，计提一般贷款减值准备以及特别贷款减值准备均会减少留存收益从而降低核心一级资本，因此通过贷款减值准备进行资本管理可以在不影响银行实际偿付能力的情况下减少留存收益的扣除金额而增加监管资本金额，从而提高资本充足率水平。据此，本文提出第一个假设：

H1：贷款减值准备计提比例与资本充足率负相关。

2004年我国根据“巴塞尔协议I”颁布了《商业银行资本充足率管理办法》，明确规定了银行应持有的最低资本充足率。2012年底我国根据巴塞尔协议发布了资本新规，制定了更严格的三级资本充足率要求，我国商业银行面临的监管压力增大。Beatty(2009)研究表明，在监管资本约束上升时期，银行贷款减值损失的计提对其资本充足率的敏感性增强。[25]而后Domikowsky等(2014)验证了面临监管资本压力的银行确实会利用贷款损失准备的计提来对监管资本进行调整。[26]沈庆劼(2014)指出，当资本缓冲越小时银行进行监管资本套利的可能性和操作程度会越大，[27]即当银行的资本充足率越接近或者低于银监会要求的最低资本充足率要求时，银行会承受越大的监管资本压力。此时，银行更有可能利用会计制度进行资本套利，即会利用贷款减值准备的计提来人为地提高资产充足率。据此提出本文第二个假设：

H2：在银行面临监管资本压力较大时，贷款减值准备计提比例与资本充足率的负相关关系增强。

3.1 样本选择

本文采用33家商业银行2007—2018年度的年报数据，对有缺失值的进行剔除，最后留下284个样本数据。数据均源于WIND和CSMAR数据库。本文利用Stata 15.1软件进行数据分析。

3.2 研究模型及变量定义

本文参考已有文献Frank(2012)[28]构建模型(1)进行检验。

LLPi,t=β0+β1CARi,t+β2NPLi,t+β3DLOANi,t+β4LOANASSETi,t+β5EBTPTAi,t+β6GDPt+δYEAR+εi,t

(1)

本文以资本缓冲(即资本充足率与最低监管资本充足率之差)的大小来衡量监管压力的大小，也就是说当资本缓冲越小时，监管压力越大。本文以25%为界，即认为当其资本缓冲为其样本中较低的25%之内时，该银行正受到较大的监管压力。为此本文设立哑变量Per，在受到较大监管压力时Per取值为1，否则为0。为了验证监管压力对上述关系的影响，本文通过在模型(1)中添加是否受到较大监管压力的哑变量Per、以及交互项CARi,t*Per，构建模型(2)：

LLPi,t=β0+β1CARi,t+β2CARi,t*PER+β3Per+β4NPLi,t+β5DLOANi,t+β6LOANASSETi,t+β7EBTPTAi,t+β8GDPt+δYEAR+εimt

(2)

本文变量定义如表1所示。

表1 变量及其定义

4.1 描述性统计分析

变量的描述性统计如表2所示。贷款损失准备计提比例分布在0.7%至5.6%之间，均值为 2.6%；
资本充足率分布在8.6%至24.1%之间，均值为12.6%。总体上样本期内我国商业银行呈现资本水平与贷款减值准备计提均上升的趋势。此外，贷款增长率年度均值为18.8%；
不良贷款率的均值为1.4%；
贷款占比的均值为48.0%；
拨备前利润占比均值为2.5%；
国内GDP增速的均值为11.8%。

表2 描述性统计分析

从图1可以看出，在2007—2009年间，受到金融危机的影响，我国商业银行的资本充足率均值从12.90%下降至11.93%；
在2010—2012年间，随着经济形势略有好转，资本充足率均值从11.93%上升至13.51%；
2013年实施了资本新规，分母的风险计量增加了操作风险，同时要求不能将一般准备归入二级资本，而是将超额准备计入二级资本，这导致商业银行的资本充足率均值发生断崖式下滑，2013年资本充足率均值最低跌至11.88%；
在后续2013—2016年间，上市商业银行通过发行次级债、优先股等资本工具补充银行资本，资本充足率均值呈现出上升趋势。

图1 2007—2018年我国商业银行资本充足率变化趋势

从图2可以看出，在2007—2008年间商业银行贷款减值准备计提比例出现了较大幅度的增长，计提比率从2.46%增至2.63%；
随后出现大幅度下滑，在2009年降至2.19%；
2010年开始，贷款减值准备计提比例呈现上升趋势，仅在2013年出现小幅下滑，但总体趋势并未发生变化。

图2 2007—2018年我国商业银行贷款减值准备计提比例变化趋势

4.2 相关性分析

从表3相关性分析可以看出，贷款减值准备计提比率(LLPi,t)与资本充足率(CARi,t)、不良贷款率(NPLi,t)、贷款增长率(DLOANi,t)、贷款占比(LOANASSETi,t)、拨备前利润占比(EBTPTAi,t)、经济周期(GDPt)均呈现了较为显著的相关性。

表3 相关性分析

表4 回归分析

4.3 回归分析

回归(1)是资本充足率与贷款减值准备计提比例的单变量回归结果，CARi,t的回归系数为0.055，在5%的水平上显著。

回归(2)是资产充足率与贷款减值准备计提比例的多元回归结果。该回归中的VIF值均小于2，说明模型并不存在严重的多重共线性问题。CARi,t的回归系数为-0.062，且在1%的水平上显著，表明资产充足率每提高1%，贷款减值准备计提比例会降低6.2%。其结果与假设1相符合，表明商业银行确实会利用贷款减值准备的计提来人为地提高资本充足率，以此利用政府和机构的监管向外界传达良好的运营信号，是一种监管资本套利行为。

回归(3)是当资本缓冲位于后百分之二十五时的回归结果，交互项CARi,t*Per系数为-0.133且在1%的水平下显著。结果与假设2相符，表明在银行受到较大的监管压力时，资本充足率与贷款减值准备计提比例的负相关关系增强。即在此时，银行为了规避资本充足率触底的后果，更容易做出利用贷款减值准备的计提进行监管资本套利的行为。

4.4 稳健性检验

本文采用替代变量的方法进行稳健性检验。选用资产减值损失与平均贷款总额之比，即信贷成本率，代替模型(1)和(2)中的被解释变量进行回归分析，结果仍然支持假设。

当前我国金融监管工作重点聚焦风险防范问题。本文就我国商业银行是否会利用会计制度虚增监管资本进行研究，实证发现，存在这一现象且这一现象会随着监管压力的加大变得愈加显著。商业银行上述行为会导致银行资本数据存在失真问题，应该引起监管机构关注。针对上述问题本文对完善商业银行资本监管提出如下建议：

第一，监管机构应要求商业银行增加贷款减值会计处理的相关信息披露内容。贷款是商业银行最主要资产，占比高、影响大，贷款减值相关会计处理对银行的收益和资本影响较大，必须重点关注。若商业银行变更贷款减值准备会计政策或会计方法，要披露其变更原因及相关数据支持，同时披露当年贷款减值准备金对资本监管的影响，以及后续3年内的影响分析，以此来提高贷款减值准备信息披露的质量。

第二，监管机构应定期对商业银行贷款减值会计处理的合理性进行专项检查。贷款减值会计处理对监管资本质量产生重要影响，中外相关研究均发现了较多的银行利用贷款减值会计虚增资本的证据，因而定期对贷款减值会计处理的合理性进行专项检查非常必要，这是确保监管资本质量的重要举措。

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