指 导 单 位：中国金融学会

主 管 单 位：重庆日报报业集团

主 办 单 位：中国人民银行重庆营业管理部

西南大学

重庆日报报业集团

学术委员会（按姓氏笔画排列）：

巴曙松 王 文 冉光和 李 扬 伍 戈 朱建平

张宗益 张卫国 盛松成 焦瑾璞 廖元和 穆怀朋

社 长： 陈 兵

总 编 辑：冉 红

执行总编辑：张 赶

副 总 编：王定祥 、田宏明

责 任 编 辑：王丽纳、申玉洁、黄觉波

韩鑫韬、谭钧支、钟离非

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《当代金融研究》编辑部

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出 版：重庆商报社

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法 律 顾 问：重庆学苑律师事务所 幸国荣 夏天

目 录

CONTENTS

理论探索

P01 产业发展视角下对防控金融风险的思考

P12 新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

P23 家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

金融调控

P36 广义货币M2增速放缓之谜

P48 适应高质量发展的银行资产负债结构研究 ——以A股上市银行为研究样本

P59 商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

金融监管

P71 互联网金融特质性风险及监管政策研究

P79 我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

金融市场

P88 做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

国际观察

P100 我国养老保险精算管理研究 ——基于国际养老保险精算平衡制度的借鉴

农村金融

P109 我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析 ——基于精准扶贫视角

戴季宁

李燕 杨朝越

陈波 罗荷花

安平 王胜先

陈双

冉瑞沛

林欣 杨嘉怡

黄余送

邓衢 胡松明

周志波 潘欣欣 姜松

李勇斌 谢涛 杜先培 梁晟

Journal of Contemporary Financial Research

CONTENTSFebruary 2019(No.1)

THEORY EXPLORATIONThoughts on Financial Risks Prevention from the Perspective of Industrial Development

DAI Jining

Logical Structure of Share Structural Innovation for China's Corporations Under the Background of

New Finance

LI Yan YANG Zhaoyue

An Empirical Study on How the Household Debt and Social Capital Influences the Residents' Health

Standard

CHEN Bo LUO Hehua

FINANCIAL REGULATIONThe Puzzle of Declining Broad Money M2 Growth Rate

AN Ping WANG Shengxian

Banks' Asset and Liability Structure Adapting to High Quality Development: The Research of A-Share

Listed Banks

CHEN Shuang

Analysis of Liquidity Risks Measurement and Influencing Factors in Light of the Maturity Mismatch

of Commercial Banks

RAN Ruipei

FINANCIAL SUPERVISIONThe Study on the Idiosyncratic Risks of Internet Finance and Regulatory Policies

LIN Xin YANG Jiayi

Reflections on the Transition and Development of China's P2P Lending Industry

HUANG Yusong

FINANCIAL MARKETAn Empirical Study of Short-Selling's Impact on the Volatility of China's Stock Market

DENG Qu HU Songming WANG Lei

INTERNATIONAL ObSERVATIONResearch on Actuarial Management of China's Endowment Insurance

—Based on International Experience

ZHOU Zhibo PAN Xinxin JIANG Song

RURAL FINANCEAn Empirical Analysis of the Impact of Insurance on Agricultural Production in China

—from the Perspective of Targeted Poverty-alleviation

LI Yongbin XIE Tao DU Xianpei LIANG Sheng

P01

P12

P23

P36

P48

P59

P71

P79

P88

P100

P109

《当代金融研究》征稿启事

《当代金融研究》是国家新闻出版广电总局2017年1月批准公开发行的经济金融类学术期刊，国内统一刊号：

CN50-1216/F，国际统一刊号：ISSN2096-4153。本刊由中国金融学会指导，中国人民银行重庆营业管理部与西南大学、

重庆日报报业集团三家单位联合主办，已于2017年6月正式公开发行，并已纳入中国知网、超星发现系统等数据库。

本刊将以“一流的学术团队、一流的管理团队、一流的文章、一流的媒体”等为目标，力争在3-5年内把《当代金

融研究》打造成在国内具有较大影响力的一流金融类财经媒体。

一、杂志定位

《当代金融研究》定位为全国公开发行的专业金融类财经月刊，权威性、政策性、实务性是本刊的办刊理念，倡

导经济金融理论研究与实务分析相结合，注重研究成果的科学性与应用性，贴近市场、贴近实践，反映国内外金融改

革、创新、发展领域的问题和难点。本刊设有 “理论探索”、 “金融改革”、“金融监管”、“金融调控”、“金融创

新”、“国际观察”、 “农村金融”、“区域金融”等栏目，面向金融调控、金融监管、银行、证券、保险、基金、信

托、租赁、担保、民间融资等金融领域以及经济热点问题进行征稿组稿。

二、稿件规范

1.投稿文章应为作者原创、未公开发表、无知识产权争议的学术论文，文责自负。本刊欢迎有真知灼见的稿件，强

调其思想性和独创性。

2.本刊欢迎各类省部级以上基金资助项目投稿，省级以上立项的课题（项目），请注明项目名称与编号。

3.投稿文章要求论点鲜明，逻辑清晰，论证充分，格式规范，有一定的深度和新意。来稿中如有计量模型和公式

分析，应当确属文中必须，并确保演算过程准确、精炼。

4.稿件应文字精炼，正文字数应在6000字以内，重要文章不超过10000字。注释和参考文献详见本刊《稿件参考文

献及注释规范》。

5.所投稿件需附300字以内的中英文摘要、3～5个关键词、以规范格式列出的参考文献。文章题目、关键词均应列

出中英文。

6.来稿需附作者简介，注明作者姓名、单位、职务、职称、研究方向、学历，作者详细的联系地址、邮编、电话、

电子邮箱等信息。

三、投稿方式

1.来稿请务必通过本刊官方网站www.ddjryj.cn编审系统进行投稿，以便于网上集中审稿（操作步骤参见本刊125页

《网上投稿指南》）。同时电子邮件发送到ddjryjbjb@163.com信箱。

2.如邮寄纸质稿件，编辑部通讯地址：

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四、注意事项

1.作者向本刊投稿即视为同意本刊对文章进行编辑、刊登和数字化发行。为适应我国信息化建设，扩大本刊及作

者知识信息交流渠道，本文已被《中国学术期刊网络出版总库》及CNKI、《国家哲学社会科学学术期刊数据库》、维

普《中文科技期刊数据库》、超星发现系统等系列数据库收录，其作者文章著作权使用费与本刊稿酬一次性给付。免

费提供作者文章引用统计分析资料。如作者不同意文章被收录，请在来稿时向本刊声明，本刊将做适当处理。

2.本刊审稿周期为3个月，请勿一稿多投。自投稿日期，作者若3个月之内未收到本刊用稿通知，可自行处理。

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《当代金融研究》编辑部2019年2月

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

产业发展视角下对防控金融风险的思考

戴季宁 ①

（中国人民银行重庆营业管理部，重庆 401147）

摘 要：经济是金融的基础，产业是经济的重要组成，从经济金融危机史来看，产业波动

在其中扮演着非常重要的角色。本文从产业发展的视角看金融风险，再从金融的视角反思产业

发展，结合全国和重庆产业发展以及其中产业风险与金融风险的演化，梳理总结出产业发展演

进中形成金融风险的三个层次，并在此基础上提出防范化解金融风险的政策建议。

关键词：产业发展；金融风险；风险防控

中图分类号：F832.0 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0001-11

收稿日期：2018-12-10

基金项目：中国人民银行重庆营业管理部2018年人才库课题。

作者简介：戴季宁，高级经济师，中国人民银行重庆营业管理部原党委书记、主任。

①感谢陈振祥、易娟、刘科星、钱东平、冯春江、李壮、李高亮对本文提供的帮助。本文仅为个人观点，与供职单

位无关。

一、引 言

防风险是金融永恒的主题。经济是金融的基础，金融风险本质上是经济问题的镜像反映，而

产业是经济的重要组成，地区经济和产业发展与区域金融稳定存在着密切关系。“实体经济的长

期可持续发展是金融体系发挥作用并维持稳定的基础和前提⋯⋯在实体经济对金融体系的作用

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2019年第1期

中，经济转型扮演着极为重要的作用”（刘鹤，2013）。当经济发展到一定程度后，产业亟待转

型升级，如果产业转型升级不成功，经济发展过程中积累的财富将从实体经济转向投资投机型

领域，导致资产泡沫不断积聚，从而埋下金融风险隐患。如1929年的经济大萧条，美国进入工业

化中期，财富逐渐积累，但由于经济转型的滞后，大量资金为追逐高利进入证券市场和房地产市

场，推高股市和楼市泡沫，最终泡沫破灭，大量银行倒闭，实体经济陷入大衰退。

随着货币金融市场蓬勃发展，货币金融经济逐渐成长为相对独立的经济，20世纪20年代后世

界呈现出由金融经济主导的趋势——货币金融经济带动实体经济（朱嘉明，2018）。类似“大萧

条”的危机并没有再发生过，常常是金融危机先于实体经济危机爆发，并向实体经济传染，然后

实体经济危机再反作用于金融领域。马克思曾指出，随着金融业的不断发展，金融资本不顾产业

资本再生产需求的过度积累、虚拟资本独立于产业资本运动造成自行增值的假象以及金融资本过

度膨胀对产业资本产生排挤效应都必然会诱发金融危机（李璐，2013）。而金融系统的脆弱性导

致金融风险极易发生，而且在“金融加速器”机制作用下，容易导致风险扩大升级，并冲击实体

经济。如2008年的美国次贷危机，资本化和证券化的泛化使它们脱离了实体经济这一根基，金融

杠杆将风险分布到整个经济，也将金融的脆弱性带给了整个经济（杨绪彪，2009）。国内也有类

似问题，2008年后在我国经济结构扭曲和制造业投资回报率下降的情况下，金融机构通过同业、

资管业务“创新”，资金绕道投向房地产、政府融资平台、“两高一剩”等受调控领域，在很大

程度上提高了全社会杠杆率，加剧经济和金融风险积累。

本文对我国和重庆产业发展演进历程及其中形成的金融风险进行梳理分析。从全国来看，产

业视角下金融风险的形成有三个层次：一是产业周期自然演进导致的金融风险；二是过度加杠杆

的产业扩张模式加速产业和金融风险累积；三是金融创新进一步导致产业与金融风险的交叉传染

和共振。重庆与全国相似，直辖以来产业发展经历了三个阶段，在产业结构调整中也逐渐形成并

暴露出一些金融风险。

二、产业发展视角下金融风险的形成

（一）产业周期自然演进中形成的金融风险

根据产业生命周期理论，每一个产业都会经历从初创到成长、再到成熟、最后走向衰退的演

变过程。在产业下行期，产业实际生产能力大幅超过市场有效需求，出现产能过剩，导致产业亏

损，形成产业风险，并通过相关企业的金融债务违约转化为金融风险。90年代以来，我国经历了

两次比较明显的“复苏-繁荣-衰退-萧条”的周期，在与之相对应的产业周期演进中也出现过两

次比较大规模的产能过剩。

第一次产能过剩是在90年代初期，经济增长达到一个顶点之后，以纺织业为代表的消费品行

业开始出现生产过剩，“棉纺生产能力过大，目前全国棉纺生产能力比社会需求多1000万锭，致

使许多企业开工不足，处于停产或半停产状态，同时市场供过于求，出口和内销价格难以到位；

企业负担沉重，纺织行业离退休人和富余人员多，而且纺织系统工业企业潜亏和积压产品削价损

理论探索产业发展视角下对防控金融风险的思考

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General No.10

失相当严重，仅该行业每年需支付银行贷款利息10亿元。”①另外，轻纺业生产过剩很快向上下

游蔓延，煤炭等原材料行业也因供大于求而陷入不景气局面，整个实体经济不断下行、信用风险

上升，全国不良贷款从1997年末的1.69万亿元大幅上升至2000年末的3.68万亿元。

第二次产能过剩出现在2008年前后。90年代末亚洲金融危机后，住房制度改革、加入世贸组

织以及居民财富收入的快速增长等因素带动我国房地产业和消费品行业快速繁荣，部分产品开始

生产过剩。为了鼓励国内消费消耗生产过剩，加上土地的造富效应，基础设施建设快速铺开，进

一步带动钢铁、水泥、煤炭等需求快速增长。2008年国际金融危机爆发，为应对经济下行压力，4

万亿投资旨在推动、继续扩大需求，缓解产能过剩，而结果进一步刺激基础设施建设规模增长，

钢铁水泥等基础材料以及煤炭等原材料产业产能过剩问题被进一步放大，市场价格下跌，产业效

益大幅下降，并沿着产业链向上下游传染，实体经济又一次进入下行阶段，大量企业生产经营陷

入困境，债务违约风险逐步凸显。全国银行业不良贷款从2011年的不足1%开始反弹，2017年达到

1.74%。个别省市以重工业为主，有色金属等支柱行业产能过剩风险相对更加突出，魏桥集团、齐

星集团等多家行业龙头企业债务风险在2017年集中爆发，年末全省不良贷款余额超过1800亿元。

图1 我国1990年以来GDP增速变化趋势

数据来源：wind数据库

（二）杠杆率攀升加剧金融系统脆弱性

在我国以银行信贷为绝对主导的融资体制下，产业快速扩张的结果往往是企业债务的快速增

长和杠杆率的不断走高。高杠杆的目的是高收益，但伴随而来的还有高风险。美国经济学家卡门

M.莱因哈特、罗格夫的《这次不一样》通过分析800多年来的各种金融危机，发现高杠杆正是导

致金融危机的重要因素。

近年来，主要依赖信贷扩张带动的经济增长模式下，国内全社会总体杠杆率持续上升，根据

中国社科院编制的《中国国家资产负债表》，社会各部门总计债务余额与GDP的占比从2007年的

①出自1993年国家经贸委、国家计委、中国纺织总会联合向国务院报送的《关于解决棉纺织行业存在问题的意见》

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2019年第1期

172%上升至2015年的249%。其中，非金融企业部门的高杠杆最为突出，1996-2014年，我国非金

融企业部门对全社会实体部门杠杆率增长的贡献率最高，达到32.1%，尤其是2008年金融危机之

后，非金融企业部门杠杆率从2007年的97%攀升至2017年的157%，不仅高于其他经济部门，也高

于发达国家82.8%的平均水平和经合组织国家90%的阀值。①从产业来看，采矿、冶炼、石油化工

等产业链上游行业的杠杆水平增加明显，以规模以上工业企业为例，煤炭开采和洗选业企业的资

产负债率从2007年61%上升至2016年70%，与同时期规模以上工业企业整体杠杆水平的偏离度由3

个百分点扩大至14个百分点。

图2 部分行业规上工业企业杠杆率水平

数据来源：wind数据库

这些行业多为基础性行业，国有大型企业相对较多，财务软约束，带有政府隐性担保预期，

从而受到银行信贷的天然青睐。同时，这些行业又具有明显的顺周期性，随着国外经济形势下

行，国内经济进入“三期叠加”的新常态，这些传统制造业产能利用率逐步降低，在2016年3季度

我国工业企业产能利用率为72.9%，是2006年以来的历史低位。资产收益下滑，前期高负债扩张

模式下的财务成本支出压力和到期偿债压力凸显，大量新增债务不是投入生产经营，而是被用于

支付存量债务利息和滚动续债，债务对产业增长的边际作用降低，进一步暴露和加剧企业债务风

险累积，最明显的反映就是市场上债券违约事件频发。根据Wind统计，2014年至2018年11月288

只违约债券中，煤炭与消费用燃料行业债券余额仅次于建筑与工程业，占比约14%；石油天然气炼

制销售业违约债券12只，债券余额230亿元，占全部违约债券余额的11%；钢铁行业违约债券13只，

债券余额108亿元，占全部违约债券余额的5%。具体到企业，如渤海钢铁通过不断借贷进行规模扩

张，金融债务余额约2000亿元，最终引发债务危机。辽宁丹东港集团大规模举债扩张，资产负债率

从2011年不到60%攀升到2016年末的76%，短期债务集中到期叠加港口行业供需失衡、企业盈利能

力下滑等因素，于2017年下半年曝出债券市场违约。浙江盾安集团在2015-2017年间大量投资，各

①王宇、杨娉，我国高杠杆的成因及治理，《南方金融》，2016。

理论探索产业发展视角下对防控金融风险的思考

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General No.10

项有息负债超过450亿元，由于市场资金收紧、继续发债融资困难等原因导致流动性危机。

图3 2014年-2018年11月债券违约情况

数据来源：wind数据库

（三）金融创新加速产业风险向金融风险传染扩大

随着金融的创新发展，货币金融逐渐呈现出独自的运行规律，并影响着整个经济体系。于

是，现代金融脆弱性理论将货币和金融纳入经济增长模型，强调金融对经济周期变化的作用。从

产业层面来讲，金融活动的介入一方面可以撬动产业资源，促进产业快速发展，另一方面也可能

刺激产业过度扩张甚至泡沫化，导致金融风险与产业风险交织传染。如21世纪初破灭的美国互

联网泡沫，大量网络技术公司通过引入风险投资基金、发行可转债等金融方式不断融资，然后

上市，凭借互联网新概念和市场预期，快速推高股价，最终泡沫破灭冲击股票市场、形成金融风

险。

从国内来看，随着金融业发展，金融业务模式和产品不断丰富，给产业和企业带来融资便利

的同时，也出现了过度使用带来的风险传染和扩大。典型的如互联互保融资业务模式，通过签署

联保协议将多个借款主体组成联保体，从而为每一个借款人融资增信。2008年，金融创新作为一

项支持中小企业融资的方式为不少银行推广使用，帮助了很多中小企业获取融资，但由于风控滞

后等原因出现大量关联企业互保等现象，导致联保网络更加复杂和脆弱，当宏观经济持续下行的

时候，该业务模式的行业区域集中性、高度传染性、强隐蔽性和难协调性等特点凸显，引发联保

企业整体违约的道德风险，放大行业风险，甚至形成区域金融风险。如2011年浙江省中小企业债

务危机、2017年山东省大企业债务危机在很大程度上都是沿着联保互保贷款的传染路径，引致区

域内企业信用风险集中暴露而升级形成的。

还有股票质押融资业务模式，自2014年以来快速扩张， 2016年新增质押规模达到4.8万亿元的

高点，成为上市公司股东融资的一种工具，目前，我国A股市场9成以上的上市公司都有过股权质

押。一旦股市大幅波动，股票价格下跌带来的爆仓风险、回购需求带来的现金流压力、集中抛售

加剧股价下跌等问题就会凸显，市场风险、流动性风险和信用风险交织，并在资本市场和信贷市

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2019年第1期

场、金融机构和产业经济之间传染扩散，易引发系统性金融风险。根据wind数据统计，截至2018

年11月27日，A股市场质押股数6411.77亿股，占质押股票总股本近10%，质押股票市值约4.5万亿

元，大股东疑似触及平仓线市值约3万亿元，累计质押比例超过50%的有150家，最高的是银亿股

份，质押比例达82.39%。据第一财经报道，受2018年上半年沪深股市行情持续下行等影响，有404

家上市公司控股股东股票质押触及平仓线，市值达3289亿元。①在补仓、回购或提前还债等压力

下，有的上市公司股东流动性收紧，容易出现债务危机，作为资金融出方的金融机构则会面临较

大坏账风险。

补充质押物或提前回

购，公司流动性收紧

强制平仓，影响上市公司股东控制权，冲击股市

融出机构形成坏账

质押时股价

预警线

平仓线

质押价

图4 股票质押融资业务风险

三、直辖以来重庆产业发展及金融风险

重庆直辖20年来的产业发展大致经历了三次转型升级，新旧产能转换之间的产能过剩、产业

衰退等风险向金融领域传染，部分行业和企业高杠杆扩张模式形成个体和局部金融风险。

（一）直辖初期至2010年，传统产业转型升级

直辖初期，纺织、烟草等传统产业在重庆经济中占有重要地位，但是随着经济发展，产业问

题逐渐显现。特别是纺织业，由于大量重复建设很快出现了产能过剩，全行业面临亏损，高杠

杆风险凸显，1999年纺织业资产负债率高达106.73%，高于各行业平均值39.68个百分点，许多企

业濒临破产。与此同时，汽摩、冶金和化工成为重庆经济发展的三大支柱，助力重庆经济走出

阴影。在这三大产业的支撑下，重庆第二产业快速增长，增速从2000年的10.8%增长到2007年的

20.9%，在GDP中的占比也从2000年的42.44%上升到52.78%；工业杠杆率也不断下降，2000年到

2007年杠杆率从64.80%下降到59.71%。

①A股无股不质押现象严重：404公司股票质押触及平仓线，第一财经日报， 2018年6月14日。

理论探索产业发展视角下对防控金融风险的思考

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图5 直辖以来重庆各产业增长率

但是，随着产业进一步发展，对技术更新的要求越来越高，转型升级压力越来越大，三大主

导产业对经济的支撑作用不断下降，黑色金属冶炼及压延加工业在工业总产值①中的占比从2004

年的6.5%下降至2009年的4.51%，杠杆率从2004年的49.99%上升至2010年的64.25%。化学原料及

化学制品制造业在工业总产值中的占比从2005年的6.83%下降至2009年的5.84%，产销率从2004年

开始一直保持下降趋势，从100%下降至2008年的 95.18%。行业龙头如重钢集团开始出现大额亏

损，高杠杆扩张模式下的偿债压力开始显现。

（二）2010年至2016年，构建“6+1”主导产业

2011年，重庆市出台《重庆市贯彻落实国家九大产业调整和振兴规划的实施意见的通知》，

全面明确了重庆市“6+1”支柱产业，即电子信息制造业、汽车制造业、装备制造业、化工工业、

材料制造业、能源工业和消费品制造业。其中，摩托车产业逐步向汽车产业转型升级，汽车制造

业在工业总产值中的占比从2011年的18.56%上升至2016年的22.34%，成为第一大产业。在“6+1”

产业布局等因素综合作用下，重庆经济以较高增速连续多年领先于全国水平。

但是，在全国“三期叠加”、经济下行、产业结构深入调整的大背景下，重庆产业发展中的

结构性矛盾和金融风险也逐步显现。前期高负债扩张模式下，与钢铁、煤炭相关的黑色金属矿采

选业和冶炼及压延加工业资产负债率已超过80%，高出全市规上工业企业总体杠杆水平20多个

百分点，在全国去产能、去杠杆的形势下难以为继，相关企业债务风险逐步显现，如重钢股份最

终陷入债务危机被司法重整。同时，汽车制造业技术更新换代速度滞后于消费升级需要，加上外

贸环境影响等因素，2016年产业增加值增速从25.96%下降至16.09%，个别汽车企业资金链明显趋

紧。

①这里指规模以上工业企业。

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2019年第1期

图6 2016年重庆“6+1”主导产业产值增长率及占比①

图7 重庆部分行业杠杆率变化

数据来源：wind数据库

（三）2017年至今，大力发展智能产业

2017年，重庆政府积极出台各项政策壮大产业发展新动能。战略性新兴产业方面，出台了

《重庆市通用航空业发展行动计划2017-2019年》、《重庆市智能制造工程实施方案》与《重庆市

智能制造2017行动计划》推进制造业转型升级。同时市科委、市发改委、市经信委等12部门联合

发布《重庆市培育发展高新技术企业实施方案2017-2020年》，方案整合了包括市科委“百千万

工程”、市经信委研发投入倍增计划、市人力社保局“鸿雁计划”、市发改委企业研发和产业基

础实施投入计划等创新资源，加快全市高新技术企业发展。目前重庆人工智能产业正处于加速发

①指与规模以上工业总产值的比重，由于“6+1”主导产业在划分上有重复，因此其占比之和大于100。

理论探索产业发展视角下对防控金融风险的思考

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General No.10

展的黄金阶段。2017年，重庆市大数据智能产业实现销售收入约3500亿元，同比增长30%左右，

增速快于全市规模工业产值增速20个百分点。

不过，在国际形势导致外需增长可持续性不确定较大、国内经济下行压力较大以及地区新旧

动能接续不足等多重因素叠加下，重庆经济增速明显下滑，个体、局部金融风险持续暴露，如汽

车制造业整体不良贷款率明显上升，高出同期制造业总体不良率水平，个体企业出现流动性危机

甚至债务违约风险的风险事件增多。

四、基于产业视角防控金融风险的建议

综上所述，作为经济的重要组成，产业生命周期演进中产业衰退更替的风险会通过企业金融

负债形成金融风险，而产业过度加杠杆的扩张模式会放大产业风险对金融体系的冲击，从而加剧

金融体系的脆弱性；同时，一些金融创新业务和产品的过度运用又进一步加速产业风险与金融风

险之间的交叉传染。防控金融风险要与促进产业高质量发展更好地结合起来，在产业发展的视角

下，前瞻性识别和布防金融风险。

（一）创新衰退期产业金融服务政策，降低产业转型期的金融风险

产业进入衰退期往往并不会消亡，如果转型升级成功也可以获得新的生命力，进入下一轮的

成长期或者成熟期，此时合适的金融支持政策决定了转型的速度与效率。当前重庆正处于新一轮

产业结构调整、新旧动能转换的历史进程之中，鉴于产业转型升级的高风险和高收益性，金融支

持不宜过度依赖于传统的银行信贷，建议多引入风险投资、股权投资、产业扶持基金、并购基金

等直接融资方式，充分发挥股权融资的支持作用，降低企业债务成本的同时也可以分散金融风

险。同时，前期已经介入的银行等金融机构，要以发展的眼光看待融资企业及其所处的产业，加

强对产业演进、企业发展趋势的研判，不随意断贷、抽贷，积极支持有市场前景的企业化解短期

流动性困难，防止个体理性导致整体不理性从而扩大风险。

（二）强化高质量发展理念，完善约束企业过度加杠杆的内外部机制

产业风险形成金融风险的根源来自于产业主体的加杠杆经营模式，为了防止企业盲目过度降

杠杆，一方面，地方政府有关部门要强化产业高质量发展目标和理念，合理规划产业发展方向和

节奏，审慎使用产业刺激政策，引导产业主体合理预期，理性投融资，围绕主业做精做强。特别

是对加杠杆相对容易的国有企业，要进一步加强资本管理，强化资产负债约束。另一方面，金融

机构也要主动加强对企业风险的识别和管控。在联合授信等现有制度基础上，探索运用现代技术

手段综合评估企业授信风险，加强穿透式管理，防止多头授信、过度授信，限制高杠杆企业集团

过度债务融资。

（三）坚持创新发展与风险管控相匹配，审慎开展金融创新

金融创新是金融行业可持续发展的动力和源泉，为了充分发挥金融创新对经济金融的正向作

用，降低金融创新的风险，金融机构的创新首先要紧紧围绕支持实体经济、支持产业高质量发展

这一中心，主动对接重庆市委市政府“八项行动计划”、“三大攻坚战”，禁止开展以支持产业

10

2019年第1期

创新为名实则监管套利、累积风险的金融活动；其次，要审慎创新金融业务和产品，创新研发时

充分考虑到可能产生的风险，提前研究制定应对措施，并在后续创新业务开展的过程中加强内控

和风险管理，防止因重发展、轻风控而埋下风险集中爆发的隐患。

（四）加强逆周期调控和政策协调，防止个体理性演变为集体非理性

逆周期调控是防范区域性金融风险的重要手段。在经济上行或者产业发展过热时，要减少政

策刺激并适度收紧融资政策，在经济下行或产业进入衰退时，则要适度施以刺激转型复苏的产业

政策和融资政策，以此平衡经济增长的各个阶段，降低产业周期性阵痛风险。同时，要提高逆周

期调控的前瞻性，做到风险早识别、早预警、早发现和早处置。在当前重庆部分主导产业面临增

长瓶颈、区域经济增势下行的背景下，产业政策和金融支持政策稳增长的同时，还要注意资金的

真实流向，尤其要防止大量资金从产业流向房地产市场或回流到金融领域；去产能和环保政策的

实施会涉及一些企业破产引发金融风险，要掌握好这些政策实施的力度和节奏，对重点区域和企

业要重点关注，分类施策，防止风险同时大面积爆发；产业转型升级过程中创新性企业和经营活

动会大幅上升，要鼓励企业进行直接融资，有效控制杠杆水平，同时要完善金融风险处置机制，

防止风险积累与传染。

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理论探索产业发展视角下对防控金融风险的思考

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

Thoughts on Financial Risks Prevention from the Perspective of Industrial Development

DAI Jining

（PBOC，Chongqing Operations Office）

Abstract：Economy is the basis of finance while the industry is a significant component of economy. The industrial

fluctuation has played an important role in the history of financial crisis. This study firstly focuses on the financial risks from

the perspective of industrial development, then rethinks the industrial development from the perspective of finance, and

finally summarizes three levels of the form of financial risks in the evolution of industrial development by referring the case of

Chongqing and nationwide，and puts forward several policy suggestions about preventing and defusing the financial risks.

Key words：Industrial Development；Financial Risks；Risks Prevention

（责任编辑：张赶）

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2019年第1期

新金融背景下

我国企业股权结构创新的逻辑构造

摘 要：在金融创新引领的新金融背景下，现有企业的股权架构已经无法满足我国当前经

济活动的现实需求，对于我国企业股权结构创新有了新的要求。在国外已经成功实践的双重股

权制度为我国企业股权结构创新提供了可行的选择。同时，我国公司法中为该项制度的嵌入预

留有空间，从而得以对其进行金融创新的法律逻辑构造。逻辑构造可分为法律制度创设的构造

与制度监管的构造。通过逻辑构造将双重股权制度完美嵌入我国法律之中，从而完成我国企业

股权结构的创新，进而完成新金融背景下赋予我国企业金融创新的任务。

关键词：金融创新；双重股权架构；国企改制

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0012-11

李燕 杨朝越（西南政法大学民商法学院，重庆 401120）

收稿日期：2019-01-03

基金项目：司法部2018年度国家法治与法学理论研究项目18FB2032“新金融监管背景下大型商业银行公司治理研

究”阶段性成果

作者简介：李燕，西南政法大学民商法学院教授，研究方向：商法。

杨朝越，西南政法大学民商法学院博士研究生，研究方向：公司法。

一、我国企业股权结构的创新势在必行

（一）新金融背景下经济活动的急迫需求

1.公司控制权新型构造的需要

随着我国金融要素市场化、金融主体的多元化和金融产品的快速迭代，新的金融市场环境对

我国企业治理模式提出了更高要求。企业治理的核心为股权架构，这也说明在此背景下，我国股

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

权架构创新刻不容缓。我国国企改制、PPT项目推进、独角兽企业回归、新兴企业创业等经济活

动正在如火如荼地进行，我国企业股权架构应当及时对新金融的要求作出反应。公司作为最为

重要的企业类型，本文将以此为例对我国企业股权结构创新的逻辑构造予以说明。前述问题的核

心乃是公司控制权问题，控制权最主要的实施途径是股东的表决权。现实中长期以来的“一股一

权”表决方式，已经无法满足当前新金融背景下经济活动的需求，关于如何完成企业股权创新的

问题便应运而生。而该问题的解决路径之一便是在国外已有成功实践的双重股权架构制度。我国

公司法的规定并未直接否定公司双重股权架构，在立法时便对此问题留有余地。①此一点便足以

证明该条路径走得通，具有落地实施的可能性。

2.金融实践中对企业股权架构创新存在需求

法律首先应当满足经济活动的需求，进而探究其弊端发现其风险，最终落脚于风险的防控即

监管问题。国企改制、PPT项目、科创企业等领域对于企业股权架构创新的需求最为迫切。

（1）国有企业改制的需要

我国国有企业在向混合所有制转变的过程中，逐渐形成了股份制的所有制模式，逐步吸收境

外及市场资本，投资基金也逐步被引入国有企业混合所有制改革，且规模日趋扩大。国企改制的

核心问题在于混合所有制的实施。一旦实施，这势必导致外来资本的进入，使得国企改制必须

直面控制权的问题。在当前资本多数决的法律制度之下，掌握国有企业控制权的核心在于资本。

前述方式带来两方面的不利后果：于国家资本而言，资金杠杆率过低，效率低下；于社会资本而

言，担忧无法获取控制权不敢投资国企；此外，在涉及国计民生领域的国有企业方面，国家资本

也担忧失去企业控制权，从而导致因社会资本逐利本性引发的重大风险。产生前述问题的根本原

因在于缺乏一种能促使建国家资本与社会资本之间产生互信及进行利益共享的法律机制。

（2）PPT项目公司组织形式去单一化的需求

PPP项目的实施，往往是通过成立项目公司的方式进行具体实施，而项目公司往一般采用有

限责任公司的组织形式。PPP项目周期漫长且耗资不菲，对于社会资本的吸纳十分迫切，其项目

公司采取有限责任公司的组织架构并非是实施PPP项目的最优解。虽然并无强制性规定，但大多

PPP项目公司都不得不采用有限责任公司的组织形式，这主要是考虑到在PPP项目中， PPP项目

的顺利进行主要依靠社会资本的资金和技术实力。实践中，政府方往往会通过约定股权锁定

期、股权受让方主体资格的方式，对社会资本股权变更进行限制。前述举措与股份有限公司股

份可以自由转让的原则相违背，从而无法采用股份有限公司的组织形式。此外，前述举措并非

能够达到限制项目公司股权结构发生变化的目的，还在一定程度上增加了政府方与社会资本达

成合意的难度。

（3）科创企业创始人对公司控制权的需求

①参见《公司法》第42条、103条、126条、131条的规定。

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2019年第1期

在“大众创业、万众创新”的时代背景下，应当更加关心科创企业的需求。现实中，国家对

于科创企业也是日益重视。科创板的尽快落地，已成为证监会的年度工作重点，这是当前资本市

场深化改革的头等大事。科创企业有专业化程度高、对创始人依赖强、资金需求量大等特点。而

其创始人往往不具有雄厚的财力，急需外部投资的注入。外部投资注入科创企业，导致的必然结

果是创始人的股份被稀释，进而削弱其对于科创企业的控制权，最坏的结果便是出现外行指导内

行的情形。在商事实践中，虽大量存在采用签订“对赌协议”的方式解决资金需求的情况，但该

方式面临的风险极大，不能很好地平衡创始人与投资方利益。对于企业创始人而言其风险主要来

源于签订协议时的非理性，最主要表现为“对赌协议”的期限往往较短。此外，“对赌协议”中虽

为投资人保留了退出通道，但一旦企业无法实现设定的经营目标，投资人往往无法全身而退。①

3.企业股权结构创新的成功实践案例

（1）中外互联网科技公司成功的企业股权架构创新实践

阿里巴巴、京东等高科技企业以双重股权架构的方式，完成企业股权架构的创新并最终成功

在海外上市。这足以说明双重股权制度为新金融背景下企业股权架构创新的可行方式。该项制度

源自美国，谷歌创始人拉里·佩奇与谢尔盖·布林为了公司的控制权，采用对公司股份表决权进

行区别设置的方式完成了企业股权架构的创新并上市成功。2012年在纳斯达克上市的Facebook也

在招股说明书中明确表明其采用的是双重股权架构，并公布了两类股份的投票权比重。通过双重

股权架构，使得创始人以较小的代价实现了对公司较高的控制，避免了控制权的削弱。成功的商

业实践案例证实了双重股权制度实施的可行性。阿里巴巴的合伙人制度，主要是通过公司章程的

设计而赋予特定的“合伙人”以特别的董事提名权，从而控制公司董事会来维持和延续公司控制

力的一种制度安排。虽然阿里巴巴的合伙人制度从表面上看不涉及企业股权结构的创新，但实际

上是通过一种变相控制董事会的方式，达到与双重股权结相同的目的。

（2）越来越多的证券交易所认可企业股权结构创新的双重股权制度

在 2017 年之前已有美国、加拿大、德国、意大利、瑞典、丹麦、挪威、芬兰等欧美国家采用

了这一制度。在2018年4月24日，港交所宣布将从4月30日起接受采用同股不同权架构的公司赴港

首次公开募股。港交所对于双重股权制度的态度转变，对于该制度本身而言具有重要意义。在

2013年阿里巴巴与港交所进行上市方案谈判时，港交所认为阿里巴巴的合伙人制度类似于双重股

权结构，而以同股不同权为核心的该项制度违反股东平等原则，从而拒绝阿里巴巴的上市申请。

然而仅仅过去五年，港交所对待双重股权制度的态度便有了根本性转变，其转变的根源在于金融

市场的需求。

（二）现有企业股权制度无法满足新金融背景下经济活动的需求

除经济活动的急迫需求外，现有制度指引性不足也是进行企业股权结构创新，构建双重股权

① 参见(2012)民提字第11号判决。

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

制度的重要原因。金融市场属于商事领域，与传统民事领域有所区别，具体表现为专业化程度不

同、对效率与安全的追求不同、参与主体不同等。前述不同直接决定了法律规范功能、内容的有

所不同。商人站在营业和商业利益立场上，不会顾及合同性质，而是不断创造新的合同形式。商

事法律来源于商业实践，并将会反过来引导商业实践，满足商业实践的需要，为其提供法律支

持。换言之，商事法律的内容不能是简单的行与不行，而应当是为商业实践提供“菜单”供其选

择，内容需包括如何行与如何不行。然而我国公司法关于此方面的规定还停留于行与不行的阶

段。

二、双重股权架构的法律构造研究

现今学界关于双重股权架构的研究，多数着眼于股份有限公司而忽略有限责任公司。究其双

重股权架构实质而言，其核心意义在于通过所谓“同股不同权”①的方式对公司进行控制。简言

之，即公司表决权设置的问题。无论股份有限公司或是有限责任公司均需直面该问题，单单对股

份有限公司的双重股权架构进行研究，不能从整体上把握制度全貌。因此，本文将有限责任公司

归入双重股权架构的研究范围内予以考量。

（一）现有法律法规关于表决权的规定及其司法运用

现有法律对于公司表决权的规定集中于公司法之中，其中关于有限责任公司的一条，股份有

限公司的三条。

公司类型 法律条文 内容概要

有限责任公司 公司法第42条 按出资比例行使表决权，章程另有约定除外。

股份有限公司公司法第103、126、131条与《国务院关

于开展优先股试点的指导意见》

1.一股一权，公司自持股份无表决权；

2.同股同权；3.国务院可另行规定。

前述现有法律法规存在的主要问题为规范内容过于简练，不仅不能满足经济活动的实际需

要，在有限的具体实施中仍存在争议。历史上中国提倡过“法贵简严”，但时过境迁在立法技术

日益精细化的当下，对于法律法规在内容上提出了更高要求。关于双重股权架构现有法律规定存

在争议，主要表现为以下两个方面：

1.有限责任公司股东之间约定表决权行使方式契约的效力认定

各国公司法都对公司治理结构作了明确规定，我国亦然。但在我国市场经济实践中，一些有

限责任公司有时会在章程中设定一些关于公司治理结构的特别条款，使公司法规定的公司治理结

①此处的同股不同权指代的是不同种类的股份的表决权不同。

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2019年第1期

构因此改变。公司法第42条表达两层意思：其一，有限责任公司表决权原则按出资比例行使；其

二，章程可作出例外规定。由此便可引申出两个问题：其一，公司章程作出的例外规定是否均有

效力；其二，是否仅能通过章程作出例外规定的问题。

（1）公司章程作出的例外规定是否均有效力

有限责任公司股东可通过章程约定表决权的行使方式，这自不待言，在司法实践中法院也对

其进行了确认。①但也并非只要章程作出了特别约定，在司法实践中都能得到承认。②

（2）是否仅能通过章程作出例外规定的问题

从文义解释理解公司法第42条，作出例外规定的方式已经被限定于公司章程。但若照此进行

简单理解并进行法律适用，或许会对商事活动的意思自治造成损害。法律规范原本就是对生活秩

序的抽象，故解释法律不应当继续抽象地利用文本解释文本，而应当与具体的法律事实相结合。

在司法实践中已经部分认可了有限责任公司股东约定表决权行使方式契约的效力。③

但并不能据此认为有限责任公司股东约定表决权行使方式的契约必定具备法律效力。最高人

民法院认定其效力的核心理由在于协议内容与公司章程内容并不抵触，这便又引申出在协议内容

与公司章程内容相抵触之下，其效力如何的问题。该种情形在司法实践中已有案例产生。④

在上海联合汽车大道开发建设有限公司等与上海联合汽车（集团）有限公司决议撤销纠纷案

件中，认可了与公司章程相抵触的协议。⑤案件事实表明，公司的股东双方实际并不是以章程的

规定来行使对股东会、董事会的表决权，而实际以股东内部协议的方式来确定相应的表决方式，

该约定对股东之间具有法律的效力，且与我国公司法第43条即股东会会议由股东按照出资比例行

使表决权的规定，以及公司法第49条即关于董事会会议的表决规定相符。

①参见（2016）黔民再52号判决。在“夏舸中与贵州省黔西交通运输联合有限公司、何红阳、潘万华公司决议效

力确认纠纷案”中, 黔西交通公司章程规定为每一股东有一表决权即“人头决”的方式。在判定黔西交通公司股东会决

议效力时, 贵州省高级人民高院认可了公司章程作出的特别例外规定。

②参见（2002）沪一中民三（商）终字第292号判决。在“上海文宝贸易商汇、吴立民因损害公司权益纠纷一案”

中, 天马公司章程规定股东会所议事项必须经全体股东一致通过, 即所有股东均对股东会所议事项享有一票否决权。在

工商部门吊销了天马公司的营业执照, 天马公司召开股东会讨论成立清算组时, 文宝商汇行使了一票否决权, 不同意成

立清算组。上海市第一中级人民法院认为文宝商汇行使的该一票否决权与成立清算组的股东法定义务有悖, 因此文宝

商汇不能以此阻碍天马公司股东会依法成立清算组之决议形成。

③参见 (2017)最高法民再172号判决。最高人民法院认定其效力的理由为协议由全体股东一致同意，并经公司签

署。该文件虽名为协议，但在主体上包括公司和全体股东、内容上属于公司章程的法定记载事项、效力上具有仅次于

章程的最高效力，其法律性质应属公司对公司章程相关内容的具体解释。违反该约定应为决议的可撤销事由。由于该

协议对董事长选任范围的限制，并不违反公司章程关于董事长经选举产生的规定，应为有效。

④参见 (2013)沪二中民四(商)终字第733号判决。

⑤上海市第二中级人民法院认为公司章程作为面向公众的法律文件，对公司股东以外的债权人以及其他社会公众

而言是其赖以了解公司的基本依据。但对股东之间而言，公司章程仅是股东之间的一种契约，股东可以通过其他合意

且在不违反强制性规定的情况下进一步明确各自的权利义务，甚至否定公司章程的约定，故在股东之间应以股东的真

实意思合意为准。

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

至此依旧无法断言当股东之间就表决权达成的契约与公司章程抵触时，契约必定具有法律效

力。公司章程自治包括公司章程内容上的自由，公司章程的内容自由建立在全体股东自由、真实

的意思表示之上。前述案例中，股东之间的契约内容虽与公司章程抵触，但其并不违反公司法的

规定。这便再引申出股东之间的契约内容既与公司章程抵触又与公司法的规定不一致时，其效力

又当如何进行判定的问题。公司法第42条短短三十二个字，在司法实践中便能适用于诸多情形。

这究竟算是立法技术的进步，还立法技术的滞后，是值得深思的问题。

2. 股份有限公司单一的普通股制度的法理、法律基础与存在的问题

（1）单一的普通股制度的法理、法律基础

在股份有限公司领域，我国长久以来实行的均是单一股权结构。单一的普通股制度是传统公

司法律理论的成果，其认为股份有限公司表决权的设置应当实现“一股一权”，股东平等原则与

股东同质化假设是其法理基础。公司法103条的规定被看作为单一的普通股制度“一股一权”的

法律基础。这二者为单一的普通股制度奠定了制度基础。虽然学术上对单一股权结构的存废问题

已多有研究，但丝毫未能动摇其根基，实务中仍未见改变。

（2）单一的普通股制度存在的问题

历史上股份有限公司单一的普通股制度曾发挥过重要作用，然而其对于今日经济活动的束缚

作用日益显著，其法理基础日渐受到质疑。随着经济的不断发展和社会财富的逐步增加，股东同

质化假设变得越来越不切实际。在以往的理论假设中，股东被认为是对表决权的偏好与对收益权

的偏好具有一致性。然而该假设与现实情况已发生较大偏离，尤其是在金融证券市场不断发展的

大环境下，股份有限公司的中小股东对于表决权益发冷漠，而对于收益权也是漠不关心，其着眼

于通过高抛低吸利用股价波动获利。此一点从根本上动摇了单一的普通股制度的法理基础。

（二）双重股权架构在我国的法律构造

双重股权架构相较于单一的普通股制度，具有更大的灵活性，可以提供更多类型的公司治理

模式。该项制度如何在我国生根，我国法律以何种方式接纳该项制度即如何对其进行法律构造将

成为今后的研究重点。

1.有限责任公司双重股权架构的法律构造

有限责任公司人合性强于资合性的特点，直接决定了有限责任公司各项制度建立的方式绕不

开契约。契约可分对内契约与对外契约。公司章程属于对外契约，股东间形成的仅约束内部股东

的契约属于对内契约。现有公司法的规定对于对外契约的态度较为宽松，提倡鼓励股东通过章程

自治的方式促使公司治理模式的发展。然而关于对内契约现有公司法毫无规定，而对内契约恰恰

是股东进行双重股权架构的惯用方式。经济活动对双重股权制度产生了需求，在司法实践中也有

众多纠纷产生。这使得对于有限责任公司股东间为实现双重股权架构形成的对内契约，无论是立

法还是司法均应当对此作出回应。

有限责任公司通过双重股权制度实现企业股权结构创新的关键在于从法律上确认对内契约的

效力。一旦关于双重股权制度的对内契约效力得到法律认可，有限责任公司照此作出的决议便不

再面临被撤销的法律风险。法律上如何对关于双重股权结构的对内契约效力进行确认，也就是确

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2019年第1期

认方式的问题将需要进一步讨论，但不外乎三种方式：其一，修改公司法的规定；其二，由最高

人民法院出台相关司法解释；其三，以指导性案例的形式指导司法裁判。这三种方式各有优劣，

第一种方式难度最大，但效用最直接；第三种方式效用最不直接，但其可能引发的风险最小；第

二种方式处于二者中间。但鉴于双重股权制度事关公司治理中最为重要的表决权，最好将其规定

在公司法条文之中，以彰显其原则性、重要性。

2.股份有限公司双重股权架构的法律构造

作为股东利益代理工具的股票，普通股通过对表决权与收益权的等比例切割，既将公司权力

等份地划分到每一张股票中，又能精准地将股东经济利益与控制权力衔接起来。现行法律已为股

份有限公司双重股权制度的法律构造预留了有空间，这从公司法第126条与第131条的规定可以看

出。解读前述两条法律，其关键在于对于 “同种类”、“同等权利”、“其他种类”进行界定。国

务院颁布《关于开展优先股试点的指导意见》以及证监会发布的《优先股试点管理办法》将优先

股这一股票类型引入法律之中。质言之，公司法所涵盖的股票类型至少包含两种：普通股和优先

股。也就是说普通股与普通股具有同等权利，优先股与优先股具有同等权利。表决权是重要的股

东权利之一，而普通股与优先股在表决权上存有不同。据此足以说明，现行法律认可“不同股不

同权”，在股份有限公司层面绝非一味坚持单一的普通股制度。双重股权制度同样认可“不同股

不同权”，而优先股也是双重股权架构的表现形式之一。

现行法律虽对双重股权制度预留有空间，但同时也设置了障碍。公司法103条规定的“一股一

权”表决方式便被认为是双重股权制度实施的最大障碍。从文义解释理解，毫无疑问可以得出股

份有限公司表决时“一股一权”的结论。然而以体系解释来理解，公司法103条的规定未必可以理

解为表决时“一股一权”。从时间逻辑来看，股票发行先于股东大会作出决议时的表决权行使。

虽然公司法在立法体例安排上，采用将行使表决权的条文放在股票发行条文之前的结构，但这并

不能改变股票发行先于进行表决的逻辑事实。此外，编号在前的法条也不当然成为编号在后法条

的逻辑前提。如果公司法第103条为公司法第126条、131条的逻辑前提，则将造成法律适用的混

乱。从时间逻辑分析，公司法第126条、131条是公司法103条的逻辑前提。从此出发，对于公司法

103条“每一股份有一表决权”的理解，绝对不能简单理解为“一股一权”，而应当结合股票发行

的规定理解为同种类的股份有相同表决权即“同股同权”，这样逻辑方才周延。

（三）双重股权架构的制度功效

1.能够满足为国企改制提供公司治理方案的需求

20世纪80年代开始的欧洲国企私有化进程中实施的“黄金股制度”，已经进行了突破资本多

数决原则的实践。该项实践赋予政府对于国企运营重大事项的特殊决定权，能够防止社会资本利

用资本多数决原则，以利润为导向作出影响国计民生的公司决议。“黄金股制度”的设计与国企

改制的目标具有一定的契合性，但并不能完全借鉴，其原因在于欧洲国企改革的目的在于全面实

施私有化，而我国国企改革的目的在于建立现代企业制度与实现政府职能的转变，进而实现建立

完善社会主义市场经济体制的改革目标。

2.能够满足PPP项目公司组织形式去单一化的需求

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

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双重股权制度可以解决PPP项目公司组织形式单一化的问题。PPP项目公司采用股份有限公司

的组织形式，最直接的效用在于免去了社会资本的后顾之忧，保持了其退出通道的畅通。与此同

时，股份占比较少的政府方也可通过双重股权制度加强对项目公司的控制权，对于某些事项具有

决定权。采取这样的方式更有利于政府方与社会资本达成合意。此外，PPP项目的具体实施成功

与否，主要在于资金与技术这两大方面，其主要提供者均为社会资本。在双重股权制度之下，社

会资本之间也可进行合作分工，并非要求其必须兼具提供技术与资金的双重职能，从而改变资本

是决定控制权唯一标准的现状。有限责任公司与股份有限公司这两种公司组织形式各有其优劣，

PPP项目公司的组织形式不可单单限定于有限责任公司，从而进一步促进PPP项目的实施。

3. 能够满足科创企业创始人保持公司控制权的需求

双重股权制度既能保证创始人对公司的控制权，也能促进公司的可持续发展，还能避免优质

企业资源的流失。企业经营是一个长期的过程，尤其是对于科创企业而言。技术从开发到投入市

场进而产生收益往往周期较长，短短两三年时间便能获得高额利润无异于痴人说梦。这便要求无

论是科创企业的创始人或是科创企业的投资者，应当更加理性及具有耐心。这在一定程度上也能

抑制科创企业的泛滥。“对赌协议”无法带来理性与耐心，而双重股权制度让这二者成为可能。

通过双重股权制度，科创企业创始人得以保障其企业控制权；对于投资者而言，其退出的通道不

仅得以保留，而且也非如“对赌协议”那般的险路。

三、双重股权架构的制度监管举措

（一）双重股权架构的制度缺陷

诚然双重股权架构能够解决实践中的诸多问题，但其本身仍存在制度性的缺陷。其缺陷的核

心问题在于表决权与收益权的偏离，这便会引发公司代理成本增加、股东权益受到侵害、市场监

督机制失灵的等风险。在采取双重股权结构的公司中，可能会出现掌握了大部分投票权的股东的

收益并不高的情形。该情形可能会促使前述股东通过对控制权的不当利用实现非法目的，甚至做

出掏空公司的行为，从而损害其他股东权益。此外，若公司采用双重股权架构，可以将市场反应

与公司控制权隔离开来，导致市场的监督机制无法发挥。因此，这便需要监管的介入。金融证券

监管伴随着市场发展的需要而产生，是维护金融市场秩序、保护投资者合法权益和维护金融系统

稳定性不可或缺的制度安排。

（二）双重股权架构的监管措施

双重股权结构制度下股东利益失衡的根源在于复数表决权股的发行导致股东的财产权与表决

权相对分离，其实质是部分财产权失去了表决权，而部分投资者的表决权没有财产权的支撑。对

于双重股权架构的监管主要分为两大方面：内部监管与外部监管。两个方面的监管侧重不同，内

部监管侧重考量股东之间的关系；外部监管更侧重于第三方或公众利益的考量。内部监管主要依

靠公司治理结构的合理设置，外部监管依靠监管机构的力量。当然在设置双重股权架构的监管措

施时，应当以内部监管为主，外部监管为辅。甚至对于有限责任公司而言，由于其极强的人合性

20

2019年第1期

与封闭性，再加上其通过契约方式构建双重股权结构的方式，可以不对其进行外部监管。因此，

双重股权架构的监管措施应主要针对股份有限公司而设置。

1.股份有限公司双重股权架构的内部监管

内部监管可围绕公司治理进行，主要目的在于通过对公司内部股东大会、董事会、管理层和

监事会的组成进行设置，实现公司内部的权利、责任、利益达到一定程度上的平衡。究其根本，

是对超级表决权的运用进行限制。内部监督具体举措主要有：

（1）设置日落条款

日落条款指在契约中约定在何种情形之下，契约的部份或全部条文效力终止的行为。设置日

落条款，可以对因股份有限公司双重股权架产生的超级表决权进行限制，一旦约定的情形发生，

股东的超级表决权将就此丧失。

（2）对加权幅度进行限制

对加权幅度的限制表现为限定表决权的差额，将具有超级表决权股份所享有的表决权限定于

合理范围，从而避免产生严重失衡的状态。

（3）对应用范围进行限制

在企业进行股权结构创新设置双重股权架构时，应当严格限定超级投票权的应用范围。比如

在涉及公司经营决策等专业性较强的表决事项时，可以允许超级表决权的应用。但在涉及其他股

东切身合法利益的表决事项时（譬如对外担保），应当限制超级表决权的应用。

（4）转化机制设置

超级投票权为一时的权宜之计，而非公司治理的常态。普通股东接受投票权受限的条件，主

要基于享有超级投票权股东专业能力的信任及自身能力的欠缺等情形。一旦前述情形发生变化，

应当将享有超级表决权的股份向普通股进行转化。

2.股份有限公司双重股权架构的外部监管

外部监管的核心在于股票发行时的事前监管与围绕信息披露构建的事后监管。关于事前监

管，首先应当限定采用双重股权架构的公司范围；其次，针对采用双重股权架构的公司设置不同

的IPO规则。事前监管的判断标准应当是选用必要性标准，即以公司是否有必要采取双重股权架

构为标准进行判断。而事后监管以信息披露为中心，因为在双重股权结构下，信息披露是公司

与公众投资者之间信息沟通的桥梁，也是公众投资者最为重要的信息渠道。为避免公众投资

者合法权益受到侵害，必须解决信息不对称的问题。近几年我国正在进行的股票发行注册制改

革，也属于金融创新的范畴。信息披露制度是注册制改革与双重股权制度相互衔接的枢纽。结

合证券市场发展状况，现今应着重将信息披露的重心由核准制下的政府监管部门转向注册制下

的公众投资者。为公众投资者提供足够充分的供其决策的信息为信息披露为目的。除健全信息

披露制度外，对于关联交易的限制，以及对超级表决权股份的流通进行限制，也是可以实施的

监管举措。

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

21

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

四、结 语

在新金融的大背景下，各个领域均在进行金融创新。随着我国经济水平不断发展，对于企业

治理模式的创新提出了更多要求。企业治理模式的创新关键在于，如何使得股东行使公司控制权

的多样化。在国企改制、独角兽企业上市、红筹股回归的时代浪潮之下，我国企业股权结构应当

进行创新，从而适应时代的发展。双重股权架构作为一项欧美发达国家较为成熟的公司股权架构

模式，我国企业对此可以进行适当吸收并为我所用。使中国企业在新金融背景下，对我国经济建

设作出更大的贡献。

参考文献

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22

2019年第1期

Logical Structure of Share Structural Innovation for China's Corporations Under the background of New Finance

LI Yan YANG Zhaoyue

（The Civil&Commercial Law School, Southwest University of Political Science &Law）

Abstract：Under the background of new finance led by financial innovation , there are new requirements for innovation

of share structure of China’s Corporations. Current corporations’ share structure fails to meet economical demands. Dual

class share structure, which has been successfully practiced by overseas corporations, is an option. It is possible to be signed

into China’s Company Law and constructing the legal structure of financial innovation is feasible. The legal structure could fall

into structure of legal system establishment and structure of systematical surveillance. With the legal structure, the dual class

share structure could be embedded in current legal system and the innovation of China’s corporations share structure could be

achieved, as well as the accomplishment of China’s corporations’ financing innovation under the background of new finance.

Key words：Financial Innovation; Dual Class Share Structure; Reform of State-owned Enterprises

（责任编辑：张赶）

理论探索新金融背景下我国企业股权结构创新的逻辑构造

23

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

摘 要：家庭债务与社会资本对居民健康状况存在重要影响。本文利用中国综合社会调查

（CGSS）数据，实证分析了债务与社会资本对居民健康的影响。研究发现：家庭债务对居民健

康状况具有负面影响，社会资本对居民健康状况具有积极影响，且两者对健康状况的影响存在

城乡异质性与区域异质性。非银行负债对健康的恶化作用要大于银行负债，认知性社会资本对

健康的促进作用要高于结构性社会资本。银行负债对城市居民的健康状况不存在显著影响，而

社会资本对农村居民的健康状况不存在显著影响。负债对健康的负面影响按东、中、西部顺序

逐级增加，而社会资本对健康的正面作用则呈现逐级减少的趋势。

关键词：家庭债务；社会资本；健康水平

中图分类号：F832.0 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0023-13

陈波 罗荷花（湖南农业大学 经济学院，湖南长沙 410128）

收稿日期：2018-12-15

基金项目：湖南省自然科学基金项目“我国农村普惠金融的减贫效应研究”（2018JJ3245）；湖南省社科基金项目

“湖南省农村居民金融能力对收入质量的影响研究”；湖南省哲学社会科学成果评审委员会立项项目“湖南省农村普惠

金融的减贫效应研究”（XSP17YBZC090）。

作者简介：陈波，湖南农业大学经济学院学生，研究方向：农村金融；

罗荷花，湖南农业大学经济学院，博士，副教授，研究方向：农村金融。

一、引 言

2018年4月，中央财经委员会首次提出“结构性去杠杆”。会议要求以结构性去杠杆为基本

家庭债务与社会资本对居民

健康水平影响的实证分析

24

2019年第1期

思路，尽快降低地方政府和企业特别是国有企业杠杆率，“努力实现宏观杠杆率稳定和逐步下

降”。然而，家庭部门的杠杆率却并未引起重视。数据显示，截至2017年，居民部门杠杆率从

2016年的44.8%上升到49.0%，提高了4.2个百分点；而家庭债务与可支配收入比则高达107.2%，超

过美国当前水平，接近美国金融危机前的峰值，家庭债务已逼近家庭部门能承受的极限①。依据

生命周期假说，负债是平滑家庭消费、提高消费者福利、实现消费者一生效用最大化的重要方式

（Ando & Modigliani ,1963）。另一方面，负债也会增加消费者的财务压力，对消费者的生理与心

理健康造成损害（Sweet et al,2013），降低个体的福利水平。如何在保证消费者福利的前提下降低

或避免负债的负面影响，无疑是一个重要的问题。

社会资本作为个体在社会结构中动员稀有资源的能力(Portes A,1998)，对居民的健康状况也

存在重要影响。社会资本的增加不仅可以通过促进健康信息的传播与共享、满足个人情感与归

属需要，直接改善个体的心理与生理健康（王培刚、陈心广，2015）；还可以通过促进民间借贷

和亲友间的转移支付，增加个体的保健行为和医疗资源，缓解收入差距对健康的负面作用（周

广肃等，2014）。然而，也有研究发现，个人社会资本对人均预期寿命和死亡率不存在显著影响

（Kennelly et al，2003）。

由上可知，债务和社会资本对居民健康状况的影响，学界的研究尚不充足，有必要展开进一步

探究。因此，本文利用中国综合社会调查（CGSS）数据，构建有序probit模型，研究家庭债务、社会

资本对居民健康状况的影响。实证结果发现，家庭负债对户主健康状况存在负面影响，而社会资本

则对户主健康状况存在正面作用，且家庭债务和社会资本对健康的影响存在城乡、区域异质性。

本文结构安排如下：第二部分是对现有文献的梳理；第三部分为数据与变量介绍；第四部分

为回归分析和解释；第五部分为研究结论。

二、文献综述

随着金融的发展，家庭部门的债务问题逐渐成为学者们的研究重点。

国内研究主要集中于家庭债务对宏微观经济的影响。李若愚（2016）通过分析美国和韩国的

发展经验，指出现阶段我国居民部门杠杆率较低，并可通过推动居民举债消费来缓和经济下行的

压力和缓解宏观债务风险。田新民、夏诗园（2016）通过使用宏观经济数据进行实证检验，发现

中国家庭债务规模虽然在短期内对国内生产总值有促进作用，但在长期内不利于国内生产总值的

提高。刘哲希、李子昂（2018）通过构建含有高杠杆特征的动态一般均衡模型，指出在结构性去

杠杆的进程中居民部门不应该加杠杆，居民部门加杠杆行为会抑制消费支出的增长。魏玮、陈杰

理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

①数据来自社科院国家金融与发展实验室《中国去杠杆进程报告（2017年度）》和上海财经大学高等研究院

（IAR）政策研究报告2018年第三期。

25

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

（2017）运用面板门槛模型对我国2006 ～2015 年省际面板数据的实证分析，则证实了家庭房贷负

债对地区房价存在显著的非线性双重门槛效应。潘敏、刘知琪（2018）基于中国家庭追踪调查数

据（CFPS）进行实证分析，指出家庭负债会增加生存型消费，强化生存型消费的财富消费效应，

但对发展与享受型消费存在负面影响，并且家庭杠杆对家庭收支的影响存在城乡异质性。而关于

债务对健康的影响在国内还未引起足够的重视，相关研究主要局限于国外学者。

研究发现，负债会显著增加个体的抑郁可能性（Bridges & Disney，2010），更容易出现抑郁、

焦虑、生气等现象（Drentea & Reynolds ,2012)，甚至会导致自杀倾向（Meltzer et al，2011），严重

危害个体的心理健康。具体而言，Gathergood（2012）利用英国个体层面的面板数据展开研究，发

现抵押债务与个体心理健康存在着相当强烈的因果关系。Munster et al（2009）基于德国的截面数

据，通过分析个体的体质指数（BMI），发现过度负债者更容易出现肥胖现象。为进一步廓清负

债对心理健康的影响，Meltzer et al（2012）基于ICD-10（国际疾病伤害及死因分类标准第十版）

诊断标准对负债者的常见精神障碍（Common Mental Disorders,CMD）进行精确分析，发现负债者

患有常见精神障碍（CMD）的概率是普通人的3倍。Jenkins et al（2008）则利用AUDIT（the Alcohol

Use Disorder Identification Test )等多种病理学量表对负债的心理健康进行全面分析，发现即使在控

制收入和一系列社会特征后，债务依然对心理健康具有显著影响。

国内关于社会资本对健康的影响亦处于刚刚兴起的阶段。孙晓杰等人（2008）使用中英城市

社区卫生服务与贫困救助项目（UHPP）数据对西宁、银川两市居民的健康状况进行分析，发现领

里关系、社会支持等因素与居民自评健康呈正相关。黄乾（2010）利用5城市农民工调查数据社会

资本与农民工健康之间的关系进行实证分析，发现社会资本对农民工健康水平的改善具有重要

意义。薛新东（2015）基于2012年中国家庭追踪调查（CFPS）数据研究了社会资本对中老年人健

康状况的影响，发现社会信任对我国中老年人健康有显著正面作用，但组织参与则对其不存在影

响。许兴龙等人（2017）通过对长三角地区失地农民的调研数据进行分析，探讨不同类型社会资

本对失地农民健康状况的影响，发现整合型社会资本和乡村型社会资本对失地农民健康状况具有

正向影响，而跨越型社会资本对失地农民健康状况的影响则存在倒U型的关系。

综上所述，可以看出，关于家庭债务对健康的影响还仅局限于国外学者，国内学者对此少有

涉及；并且研究多立足于心理学或病理学，缺少从经济学角度进行分析的文献。而关于社会资

本对健康水平的研究，多数研究仅针对特定地区或特定群体，缺少全国代表性数据（穆滢潭、袁

笛，2018）。因此，本文利用中国综合社会调查数据（CGSS2010），通过构建计量模型，深入研

究家庭债务与社会资本对居民健康的影响，并结合当前我国的现实国情，对债务与社会资本对居

民健康水平影响所存在的城乡异质性与区域异质性进行定量分析。

三、数据与变量描述

本文所使用的数据来源于中国人民大学中国调查与数据中心与2010年进行的中国社会综合调

查（CGSS）。该调研自2003年起，每年一次，对中国大陆各省市自治区10000多户家庭进行连续性

26

2019年第1期

横截面调查，旨在系统、全面的收集社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，总结社会变迁的趋

势，探讨具有重大科学和现实意义的议题，推动国内科学研究的开放与共享，为国际比较研究提供

数据资料①。本文样本覆盖31个省（市、区），在删除掉部分缺失值后，共录得9769个有效样本。

（一）被解释变量

本文参照周广肃等人（2014）的研究，将户主的自评健康作为被解释变量，该数据来源与问

卷中的问题A15：“您觉得您目前的身体健康状况是？”，依据很不健康、比较不健康、一般、比

较健康、很健康分别赋值1-5。

（二）核心被解释变量

对于债务的衡量，本文选用4个指标，分别为是否存在负债、负债总额、银行负债、非银行

负债。负债总额大于0则定义为家庭存在负债。银行负债来自于问题C4：“请问您全家欠银行贷

款一共多少钱？”，非银行负债则来自于问题C5：“请问您全家其他负债一共多少钱？”。银行

负债与非银行负债两者加总即为家庭负债总额。因存在大量无负债家庭，参考黄宇虹、樊纲治

（2017）的数据处理方法，负债总额、银行负债和非银行负债分别采取Ln(1+负债总额)，Ln(1+银

行负债)和Ln(1+非银行负债)的形式。而对于社会资本的衡量，本文将社会资本划分为结构性社会

资本与认知性社会资本，并使用家庭礼金支出作为结构性社会资本的代理变量。而对于认知性社

会资本，本文根据户主对信任类问题的回答进行因子分析，计算最终的综合因子得分作为认知性

社会资本的代理变量②。KMO检验结果显示，所有变量的KMO值都在0.83以上，总体KMO值则达

到0.90，Bartlett球形度检验结果也高度显著（卡方值= 95790.98，p=0.000），样本数据适合采用因

子分析。

为保证分析结果的科学性，本文总结陈屹立（2017），黄宇虹、樊纲治（2017）等人的研究，

在实证模型中纳入户主年龄、性别、婚姻等个人特征和家庭特征作为控制变量。表1报告了所有

变量的描述性统计结果。

从描述性统计结果可以看出，大部分户主对于自身的健康状况评价不高，仅处于一般水平。

有32%的家庭都存在负债，其中非银行负债要高于银行负债，这可能与我国发达的民间金融体系

有关；而负债总额、银行负债与非银行负债的标准差都要大于其均值，说明有部分家庭不存在负

债。户主平均年龄46.7岁，其中男性占比49%，农村居民占比53%。从体质指数(BMI)可以看出，大

部分户主都处于正常状态（18.5-23.9为正常水平）。户主平均学历较低，仅初中学历；对自身的

阶级认同也处于中等偏低水平。

①引自中国社会综合调查（CGSS）官网的项目概况。

②信任类问题主要有两个大问题组成，分别是“对于下面几类人，您的信任度怎么样”（包括自己家里人、亲

戚、朋友、同事、领导干部、生意人、同学、老乡等8个对象）和“您对于下面这些机构的信任程度怎么样”（包括法

院及司法系统、中央政府、本地政府、军队、公安部门、中央媒体、地方媒体、民间组织、公司企业、全国人民代表大

会、宗教组织、学校及教育系统等12个对象）。根据答案“完全不可信、比较不可信、居于可信与不可信之间、比较可

信、完全可信”赋值1-5。

理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

27

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

表1 变量描述性统计

变量 说明 均值 标准差 最小值

健康水平(Health)依据很不健康、比较不健康、一般、比较健康、很健康赋值1-5

3.600 1.120 5

是否负债(Ifdebt) 有负债=1 0.320 0.470 1

负债总额(Lndebt) Ln(1+负债额) 3.270 4.810 15.42

银行负债额(LnBank) Ln（1+银行负债额） 1.600 3.810 15.20

非银行负债额（LnOther） Ln（1+非银行负债额） 2.350 4.190 14.22

认知性社会资本(SocialCap1)根据信任类问题做因子分析，计

算而出的综合因子得分5.720 3.180 11.92

结构性社会资本(SocialCap2) Ln（1+人情送礼支出） 0.0400 0.700 1.290

户主性别(gender) 男性=1 0.490 0.500 1

户主年龄(age) 户主实际年龄 46.71 15.19 95

年龄平方/10(age2) 户主年龄的平方除以10 241.3 149.2 902.5

户口(hukou) 农村户口=1 0.530 0.500 1

BMI（体质指数） 体重（kg）/身高（米）的平方 22.58 3.330 49.59

BMI平方/10(BMI2) 体质指数的平方除以10 52.11 15.77 245.9

是否从事农业工作(job) 从事农业=1 0.350 0.480 1

户主婚姻状况(marry) 结婚=1 0.820 0.380 1

家庭人均收入(percap) Ln（1+家庭人均收入） 8.840 1.280 14.22

户主学历(edu)没受过教育=0,私塾、小学=1,初中=2,高中、中专、技校=3,大学=4,研

究生及以上=51.940 1.200 5

房产数(house) 家庭拥有的房产数 1.090 0.550 7

阶级认同(classid) 户主依据自己的阶级打分（1-10） 4.040 1.730 10

最大值

1

0

0

0

0

0

-3.920

0

16

25.60

0

10.90

11.88

0

0

0

0

0

1

四、实证分析

（一）全样本模型

本文的目的在于研究家庭债务、社会资本对户主健康状况的影响，因此，本文参照周广肃等

人（2014）的研究，设定如下模型：

（1）

（2）

Healthi=α+β1Debti+γX+μi

Healthi=α+β2SocialCapi+γX+μi

其中方程（1）用来估计债务对健康的影响，Healthi为第i个户主的自评健康状况，Debti为户主

的负债情况，即上文中描述的4个衡量负债的指标。方程（2）用来估计社会资本对健康的影响，

28

2019年第1期

SocialCapi为第i个户主的社会资本，包括结构性社会资本与认知性社会资本，X为控制变量矩阵，

μ为模型误差项。

表2为有序probit模型的回归结果。由前6行可知，4个债务指标的回归系数都在5%的统计水平

上显著且符号为负，说明债务对健康存在显著的负面影响，而两个社会资本指标的回归系数在

5%的统计水平上显著而符号为正，反映出社会资本对健康存在显著的正向作用。原因可能是负

债造成的还债压力与财务约束对户主的心理健康造成负面影响，出现消极情绪，从而低估自身健

康状况；或者由于财务压力致使户主更容易出现抽烟、喝酒等不健康行为，从而削弱身体机能，

降低健康水平。而如果户主具备较高的社会资本，遇到困难时既可以从外界获取心灵抚慰，也可

以直接向外界寻求经济帮助，从而改善自身的身体与心理健康水平。另一方面，非银行负债对健

康的负面影响要大于银行负债，而认知性社会资本对健康的正向作用则要大于结构性社会资本。

可能是由于银行债务的利率要低于非银行债务利率（张雪春等，2013），户主的偿债压力相对更

低。结构性社会资本（礼金支出）作为家庭支出的重要部分，在沟通人际关系的同时也对家庭的

消费福利形成了挤出效应，而认知性社会资本仅仅是户主对社会现状的认知，不会对家庭财务造

成实质影响。

表2 负债与社会资本对健康的影响

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

是否负债 负债额 银行负债 非银行负债 礼金支出 社会信任

Ifdebt-0.224***

(-9.16)

Lndebt-0.020***

(-8.51)

Lnbank-0.006**

(-1.98)

Lnother-0.027***

(-9.98)

SocialCap10.008**

(2.14)

SocialCap20.068***

(4.13)

gender0.195*** 0.194*** 0.190*** 0.193*** 0.194*** 0.185***

(8.71) (8.67) (8.49) (8.63) (8.42) (8.29)

age-0.056*** -0.057*** -0.057*** -0.057*** -0.057*** -0.058***

(-12.03) (-12.09) (-12.23) (-12.08) (-11.83) (-12.33)

age20.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003*** 0.003***

(6.12) (6.21) (6.61) (6.21) (6.45) (6.70)

理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

29

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

hukou0.134*** 0.131*** 0.124*** 0.139*** 0.112*** 0.116***

(4.33) (4.22) (4.00) (4.48) (3.49) (3.71)

BMI0.233*** 0.233*** 0.236*** 0.238*** 0.235*** 0.237***

(5.64) (5.63) (5.63) (5.70) (5.41) (5.68)

BMI2-0.045*** -0.045*** -0.046*** -0.046*** -0.045*** -0.046***

(-5.14) (-5.13) (-5.12) (-5.19) (-4.91) (-5.16)

job-0.071** -0.074** -0.088*** -0.075** -0.085*** -0.099***

(-2.25) (-2.37) (-2.79) (-2.39) (-2.63) (-3.15)

marry0.112*** 0.113*** 0.103*** 0.111*** 0.094*** 0.096***

(3.56) (3.59) (3.28) (3.50) (2.86) (3.06)

percap0.047*** 0.050*** 0.053*** 0.044*** 0.050*** 0.055***

(4.24) (4.44) (4.77) (3.94) (4.26) (4.92)

edu0.069*** 0.071*** 0.073*** 0.068*** 0.068*** 0.075***

(5.47) (5.59) (5.72) (5.35) (5.12) (5.91)

house0.034* 0.036* 0.027 0.030 0.017 0.025

(1.65) (1.76) (1.34) (1.46) (0.80) (1.23)

classid0.108*** 0.109*** 0.111*** 0.106*** 0.114*** 0.108***

(15.55) (15.61) (15.93) (15.29) (15.85) (15.45)

N 9769 9769 9769 9769 9248 9769

PseudoR2 0.09 0.09 0.08 0.09 0.08 0.08

注释：* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

控制变量方面，在6个模型中，大部分控制变量都具有较高的显著性且回归系数较为稳定。具

体来看，男性的健康状况要优于女性，健康状况与年龄之间呈现出倒U型特征，健康状况与体质

指数之间也成倒U型分布。从事农业工作对健康有负面影响，而婚姻则对健康状况有正面影响，

家庭人均收入的提高和户主学历的提高也有助于增进健康水平。而房产数对健康不存在影响。户

主的阶级认同对其健康状况也存在显著正向激励，户主认为其所处的阶级越高，自评健康状况也

越好。

（二）城乡差异

家庭债务与社会资本对健康的影响，上文已取得明确结论，但由于我国独特的城乡二元化结

构（陈斌开、林毅夫，2013），两者对健康状况的影响是否存在城乡异质性，还有待于进一步研

究。因此，本文依据户主的居住地（村委会或居委会），将样本数据划分为城、乡两部分，分别

带入回归模型进行验证。表3报告了子样本回归结果，其中Panel A为城市子样本回归结果，Panel

B为农村子样本回归结果。为简洁起见，仅显示部分核心变量。

30

2019年第1期

表3 子样本回归结果

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

是否负债 负债额 银行负债 非银行负债 礼金支出 社会信任

Panel A 城市子样本

回归系数 -0.137*** -0.011*** 0.001 -0.019*** 0.008* 0.086***

标准差 (-4.12) (-3.51) (0.26) (-5.01) (1.74) (4.17)

控制变量

N 5824 5824 5824 5824 5444 5824

PseudoR2 0.079 0.079 0.078 0.080 0.079 0.079

Panel B 农村子样本

回归系数 -0.309*** -0.032*** -0.014*** -0.036*** 0.008 0.033

标准差 (-8.62) (-8.59) (-2.97) (-9.12) (1.32) (1.17)

控制变量

N 3983 3983 3983 3983 3840 3983

PseudoR2 0.096 0.096 0.091 0.097 0.090 0.090

注释：* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01;简洁起见，本文将呈主对角线显示（参考表2）的回归系数横向处理

注：因控制变量与前文所用指标相同，此处仅用 表示，下文表格做相同处理，不再赘述。

从Panel A可以看出，银行负债对城市居民健康状况的影响变得不具有显著性，其余三个债务

指标的回归系数相较于表2的全样本回归系数而言也更大（绝对值变小），说明债务对城市居民

健康状况的影响有所削弱，城市地区发达的医疗治理体系为债务对健康的负面影响形成了一定的

缓冲效应。两个社会资本的衡量指标依然显著且回归系数变大，说明社会资本在城市地区发挥着

更重要的作用。这可能与城市居民更善于利用自身社会资本有关（王慕文、卢二坡，2017）。而

从Panel B可以看出，四个债务指标保持显著且系数比表2的全样本回归系数更小（绝对值变大），

社会资本的影响则变得不显著。居住在农村地区会恶化债务对居民健康状况的负面影响。可能是

由于农村地区较为封闭的社会环境与落后的债务观念难以有效缓解负债者的偿债压力。现有研

究发现，随着市场化进程的不断推进，农村地区家庭层面的社会资本的作用显著减少（张爽等，

2007），基于传统社会治理机制的公共信任也在持续下降（陆铭、李爽，2008），这可能是社会

资本对农村居民健康状况不起作用的原因。

（三）区域差异

地区经济发展对居民健康状况亦具有重要影响，从区域角度来分析家庭债务与社会资本对健

康的影响也具有一定的必要性。因此，本文按照户主所处的地理区域，将样本划分为东、中、西

部三个子样本，分别带入模型进行回归。表4的Panel A、B、C分别报告了东、中、西部子样本的回

归结果。可以发现，银行负债对居民健康状况的影响变得不具有显著性，仅认知性社会资本对中

部居民健康具有显著正面影响，而两种社会资本对西部居民的健康状况均不存在显著影响。从回

理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

31

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

归系数的大小可以看出，负债对健康状况的影响是按照东、中、西部的次序逐级增加的（绝对值

变大），而社会资本对健康状况的影响则是逐级减少的。在经济较为发达的区域内，居民可以通

过多种方式缓解负债对自身健康状况的消极影响，也可以借助完善的经济体制更好的发挥社会资

本所带来的正面作用。

表4 区域子样本回归结果

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

是否负债 负债额 银行负债 非银行负债 礼金支出 社会信任

Panel A 东部地区子样本回归结果

回归系数 -0.141*** -0.011*** 0.002 -0.017*** 0.022*** 0.102***

标准差 (-3.19) (-2.76) (0.36) (-3.22) (3.91) (4.07)

控制变量

N 3759 3759 3759 3759 3489 3759

PseudoR2 0.083 0.083 0.083 0.084 0.087 0.084

Panel B 中部地区子样本回归结果

回归系数 -0.200*** -0.020*** -0.009 -0.025*** 0.002 0.097***

标准差 (-4.90) (-4.84) (-1.59) (-5.53) (0.35) (3.05)

控制变量

N 3366 3366 3366 3366 3166 3366

PseudoR2 0.099 0.099 0.096 0.099 0.095 0.097

Panel C 西部地区子样本回归结果

回归系数 -0.214*** -0.019*** 0.000 -0.030*** 0.005 0.047

标准差 (-4.95) (-4.51) (0.00) (-6.48) (0.62) (1.44)

控制变量

N 2682 2682 2682 2682 2629 2682

PseudoR2 0.081 0.081 0.078 0.083 0.079 0.078

注释：* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

五、稳健性检验

本文参考黄宇虹、樊纲治（2017）的做法， 以核心解释变量在社区层面的均值来替代原始数

据，进行稳健性检验。其中是否存在负债（Ifdebt）为社区负债率，不再是虚拟变量；而认知性社

会资本则为各问题的评分加总，标准化处理[（原始值-均值）/标准差 ]后再取社区层面的均值。

表5分别是全样本、城市子样本、农村子样本的稳健性检验。可以看出，各核心解释变量的显著

性及符号与前文的基准回归存在一致性，回归结果比较稳健。

32

2019年第1期

表5 稳健性检验

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

是否负债 负债额 银行负债 非银行负债 礼金支出 社会信任

Panel A 全样本稳健性检验结果

回归系数 -0.431*** -0.138*** -0.075*** -0.135*** 0.029** 0.100***

标准差 (-6.97) (-6.07) (-3.76) (-5.80) (2.28) (3.64)

控制变量

N 9769 9769 9769 9769 9248 9769

PseudoR2 0.09 0.08 0.08 0.08 0.08 0.08

Panel B 城市子样本稳健性检验结果

回归系数 -0.226*** -0.071*** -0.038 -0.045 0.032** 0.189***

标准差 (-2.73) (-2.65) (-1.44) (-1.62) (2.07) (5.06)

控制变量

N 5802 5802 5802 5802 5802 5802

PseudoR2 0.08 0.08 0.08 0.08 0.08 0.08

Panel C 农村子样本稳健性检验结果

回归系数 -0.690*** -0.312*** -0.125*** -0.384*** 0.029 -0.034

标准差 (-7.55) (-7.23) (-4.05) (-8.67) (1.26) (-0.83)

控制变量

N 3967 3967 3967 3967 3967 3967

PseudoR2 0.09 0.09 0.09 0.10 0.09 0.09

注释：* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01

六、结论

本文利用中国综合社会调查（CGSS）数据，构建有序probit模型，实证分析了债务与社会资

本的居民健康的影响。研究发现家庭债务对居民健康状况具有负面影响，社会资本对居民健康状

况具有积极影响，且两者对健康状况的影响存在城乡异质性与区域异质性。具体而言，负债额增

加1%，居民健康状况下降一个等级的概率上升2%。非银行负债对健康的恶化作用要大于银行负

债，认知性社会资本对健康的促进作用要高于结构性社会资本。银行负债对城市居民的健康状况

不存在显著影响，而社会资本对农村居民的健康状况不存在显著影响。负债对健康的负面影响按

东、中、西部顺序逐级增加，而社会资本对健康的正面作用则呈现逐级减少的趋势。

综上所述，债务负担显著恶化了居民的健康状况，且这种负面影响对农村居民和中西部居民

的影响更大，而社会资本的提高则对居民健康状况存在促进作用，城市居民和东部居民更善于发

挥社会资本的正面效果。所以，在扩大内需、促进消费的宏观背景下，也要注意债务负担对居民

理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

33

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

身心健康所存在的负面影响；另一方面，市场化进程的深入推进也在不断瓦解着农村与中西部地

区的传统社会结构，对当地居民的社会资本形成冲击，如何调和两者之间的矛盾，这也是一个值

得深思的问题。

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2019年第1期

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理论探索家庭债务与社会资本对居民健康水平影响的实证分析

35

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

An Empirical Study on How the Household Debt and Social Capital Influences the Residents' Health Standard

CHEN Bo LUO Hehua

（Economic College，HuNan Agricultural University）

Abstract：Household debt and social capital have an important impact on the health level of residents. This paper

empirically analyzes how the household debt and social capital influences the residents’health standard using the China

General Social Survey (CGSS) data. The study finds that household debt has a negative impact on the residents’health

standard, while social capital has a positive impact on the residents’health standard, and the impact of the two factors on health

standard is urban-rural heterogeneous and regional heterogeneous. The negative effect of non-bank debt on health is greater

than that of bank debt. Cognitive social capital promotes health more than structural social capital does. Bank debt does not

have a significant impact on the urban residents’health standard , neither does social capital have a significant impact on the

rural residents’health standard. The negative impact of debt on health increases gradually in the order of eastern region, central

region and western region, while the positive effect of social capital on health decreases in this order.

Key words：Household debt；Social Capital；Health Standard

（责任编辑：钟离非）

36

2019年第1期

广义货币M2增速放缓之谜

摘 要：本文发现，2011年以来迅速发展的银行资产创新业务，影响了真实货币乘数增速

近80%的变动，主导了M2增速；而央行调控的外生基础货币增速对M2增速的影响可以忽略。

2017年以来，金融严监管压缩银行资产创新业务，造成其派生存款增速下降，是近期我国M2

增速下降的主要原因。如果金融监管维持高压态势，同时央行维持较低的基础货币增速，M2增

速将出现过快下滑，冲击实体经济。这对货币政策在“防范金融风险”与“支持实体经济”之

间寻求平衡提出严峻挑战。

关键词：M2增速；货币乘数；商业银行；资产业务；ARDL模型

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0036-12

安平 王胜先（中国人民银行青岛市中心支行，青岛 266071）

收稿日期：2018-12-28　　　

基金项目：中国人民银行2018年青年研究课题。

作者简介：安平， 博士，中级经济师，研究方向：宏观经济学；

王胜先，中级经济师，研究方向：货币政策研究。

一、引 言

2017年以来我国广义货币M2增速明显放缓，全年M2同比增长8.2%，比上年末低3.1个百分

点。M2增速变化原因及其对实体经济的影响，引起了社会各界的广泛关注。中国人民银行货币

政策司在2017年四季度的《中国货币政策执行报告》中以“专栏”形式阐述了该问题。2018年的

政府工作报告中没有明确当年的M2增速目标，部分原因也在于近年M2增速的变化越来越难以捉

摸。

金融调控广义货币M2增速放缓之谜

37

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

我国的货币政策调控框架虽然正在转型，但是毕竟没有完全过渡到“价格型调控框架”。所

以转型期间，央行仍然需要通过公布各类货币增速数据，调控宏观经济、传递政策态度。作为货

币政策中介目标的M2增速变化难以捉摸，不仅加大了货币政策调控宏观经济的难度，还影响了央

行与市场、公众的政策沟通，甚至会给货币政策执行造成很多不必要的舆论压力。所以，明确近

年我国M2增速变化的主导因素非常必要和迫切。

二、银行业资产创新业务及其货币创造

（一）2011-2016年中国银行业资产创新业务演变

2011年至2016年，我国货币政策转为稳健，央行开始实施差别准备金动态调整机制等宏观审

慎政策工具，对银行信贷规模进行逆周期调节；同时，银监会也强化了商业银行资本监管。银行

信贷规模在此期间一直受到抑制。在此背景下，银行通过对金融工具的不同属性进行重新组合，

加强业务创新，以规避信贷规模调控和减少资本占用。具体创新业务形式本文归纳为四类：

一是银行同业业务。首先出现的是国内同业代付。银行A作为委托人，委托同业机构B（即受

托人）为A银行客户的贸易结算提供短期融资便利和支付服务。由于两家银行形成的是委托-代

理关系，从而双方对客户提供的融资均不纳入贷款核算。与此同时或稍早，由于境内外美元融资

成本存在差异，海外代付业务也有较大发展，但其整体上受到外债额度限制，所以发展不如国内

同业代付快。2012年8月，银监会下发《关于规范同业代付业务管理的通知》，要求将同业代付

业务纳入表内，占用委托行贷款规模，受托行需承担代理责任，于是国内同业代付、海外代付业

务发展速度减缓。随后，银行又发展同业偿付等产品，利用票据的“承兑关系”规避了上述监管

要求，使得同业代付的替代产品继续发展。2014年央行等5部门联合发布《关于规范金融机构同

业业务的通知》，同业偿付等业务也受到了较大限制。2013年底央行发布《同业存单管理暂行办

法》，商业银行根据资产配置情况可以快速从银行间市场获得低成本融资，2014-2016年同业存

单业务快速发展。

二是银信合作业务。早期银信合作模式：银行A将理财资金投资于信托公司B发售的资金信

托产品，信托公司B再以信托贷款等形式为企业C融资（企业C一般是银行A的授信客户）；或用于

购买银行A的表内信贷资产，这样就可以利用信托产品的法律属性，帮助银行A将表内信贷资产

转出至表外。自2010年开始，银监会下发一系列规范银信合作业务的规定①，该模式受限。于是

产生了“信托受益权转让” 模式：委托人A银行与信托公司B签定资金信托合同，委托B成立单一

信托计划，向融资企业C发放信托贷款。信托计划一成立，银行A将信托受益权以卖断形式转让

①银监会于2010年发布《关于规范银信理财合作有关事项的通知》，于2011年发布《关于进一步规范银信理财合

作业务的通知》。

38

2019年第1期

给银行D（信托受益人），银行E（远期回购方，相当于担保人）同意在信托受益权到期前无条件

买入银行D受让的资金信托合同项下的信托受益权。银行D提供资金后，信托公司B按照合同约定

向融资企业C（银行E认可的授信客户）发放贷款。在该模式中，为减少风险资本占用，银行引入

同业机构作为通道，将企业授信转为同业授信。在上述两类模式中，信托公司主要是作为一个业

务通道，对资产进行被动管理。2014年，央行等5部门发布《关于规范金融机构同业业务的通知》

后，“信托受益权转让”模式也受到抑制。于是银行又开始将表内外资金直接投资于资金信托，

由信托公司进行主动管理。

三是银证、银保合作业务。2012年5月，证券业协会召开证券公司创新发展研讨会，此后证

券公司大力开展资产管理计划等“类信托”业务。与信托公司相比，证券公司不受净资本管理等

限制，“通道费用”更低，原来银信合作的通道类业务开始更多地通过银证合作开展。2012年三

季度起，保监会先后实施了《关于保险资产管理公司有关事项的通知》等一系列规定，拓宽了保

险资金境内投资范围及保险资产管理公司的业务范围；同时允许保险公司开展类信托业务，开展

保险资金债权投资计划和不动产投资计划；使保险资金无须借助信托公司就能开展业务。从此，

银行又多了保险资产管理公司这一渠道为企业提供融资。与此同时，前文提到的同业存单也有了

更大的作用：银行可以将发行同业存单筹集到的资金，更多配置到证券、保险公司的资产管理计

划，然后由证券、保险公司进行自主资金运用。

四是引入“第三方”平台。2010年“北京金融资产交易所”成立后，银行可以通过交易所开

展委托债权投资业务；2015年交易所开始办理债权融资计划业务，银行资金可以直接投资于这些

产品。2013年银监会在“银行业信贷资产登记流转中心”推出理财直接融资工具，为理财资金直

接对接实体经济提供了渠道。

因为上述创新业务均反映在资产负债表内、表外的资产方，所以本文将其称为“资产创新业

务”。具体表现为：一是表内资金投资各类特定目的载体份额、特定目的载体债券、同业拆借、

买入返售业务等业务；二是表外理财资金运用形成的表外理财资产。这是后文用于构造“银行业

资产创新业务”指标的统计基础。

（二）资产创新业务的存款创造

正如货币乘数论描述的：资金只有通过银行体系不断的转化为贷款，再回流至银行体系才能

创造存款。因此，在2011-2016年银行信贷规模受限的背景下，存款创造的核心前提是打通资金

由银行体系流向资金需求主体的通道。前述四类资产创新业务其实都是在做这件事情。明确这一

点后，我们将视角转向银行资金来源方，看上述四类业务如何创造存款。

本文将银行资金按来源分为“表内资金”和“表外理财”；其中，“表内资金”又分为“各

项存款”和“同业资金”。“各项存款”指中国人民银行统计的金融机构信贷收支表中的各项存

款；“同业资金”指金融机构信贷收支表中来源于银行同业和非银行同业的资金①。基于前述四

①不含已纳入各项存款的“非银行金融机构持有的同业存单”和“非银行金融机构存放资金”。

金融调控广义货币M2增速放缓之谜

39

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

类业务模式，总结出三条存款创造新渠道，如图1所示。

图1 银行业资产创新业务的货币创造渠道

新渠道①——表外理财资金通过委托债权投资、债权融资计划、银行理财直接融资工具等形

式直接对接实体经济的资金需求主体。资金需求主体将资金运用后，回流到银行形成各项存款。

从静态看，企业、个人购买理财产品的资金来源于“各项存款”，对接资金需求主体后又回流银

行形成“各项存款”。这似乎只是一个“各项存款→表外理财→各项存款”的简单循环，并未创

造新的存款。但是从动态看，将理财资金对接资金需求主体的过程就像导火索，引爆了贷款创

造存款的乘数效应：一方面，银行通过理财资金对接实体经济，规避表内信贷规模控制；另一方

面，很多原本难以得到贷款的资金需求主体通过这种方式得到了贷款，如房地产企业、地方政府

融资平台等。于是，资金在银行体系和实体经济之间运转起来，不再被卡在银行里。

新渠道②——三类资金均可直接投资由非银行业金融机构发行的资金信托、资管计划等特

殊目的载体，再由这些机构进行资金运用，对接实体经济资金需求方，最终回流银行形成各项存

款。与前文原因相同，从动态看，该过程创造了存款。值得指出的是，对于同业资金，即使从静

态看，它也会创造存款。因为通过该渠道，原本计入同业的资金重新计入了各项存款。

新渠道③——三类资金对接非银行业金融机构形成存款。例如，三类资金均可投资货币市场

基金，而货币市场基金要求将一部分资金配置为银行存款；或者，银行将资金拆借给非银行业

金融机构，然后再由它们存放至银行形成存款。因为该渠道不涉及贷款，故从动态看不会创造存

款。但是从静态来看，同业资金仍会创造存款。

总结一下：本文认为中国银行业近年出现的资产创新业务，作为影子银行体系的一个重要组

成部分，一方面拓宽了银行可用资金来源，另一方面打通了资金由银行体系借道“非银行业金融

机构”流入实体经济的路径，因此具备从静态、动态两个层次创造货币的功能。这与孙国峰和贾

君怡（2015）、周启清等（2016）的观点一致。

三、资产创新业务对真实货币乘数增速的影响

（一）真实货币乘数增速与M2增速的相关性

40

2019年第1期

要运用经典的“货币乘数理论”进行分析，必须保证其前提条件得到满足。即基础货币变动

仅反映央行主动的调整行为，不能包含任何内生调整因素（McLeay et al.，2014）。通过解决我国

基础货币投放的内生问题，安平和王胜先（2018）根据李波（2018）对我国基础货币投放内生原

因的分析，重新测算了两个“真实货币乘数增速”，如图2所示。本文将两个真实货币乘数增速分

别记为PLGN和PLGN2。从图中可以看出，两个真实货币乘数增速差异不大。自2012年起，真实货

币乘数增速与央行公布的货币乘数增速出现分化；2013年以后分化更为明显。此外，利用真实货

币乘数增速重新推算的真实货币乘数水平值如图3所示。

图2 “真实货币乘数增速”与“货币乘数增速”

图3 “真实货币乘数”与“货币乘数”

表1给出了央行公布的基础货币增速、外生基础货币增速，以及新旧货币乘数增速与货币政策

中介目标M2增速的相关性。从表中结果可以看出，新测算的“外生基础货币增速”，也即央行主

动调整的基础货币增速与M2增速的相关性整体上并不显著，2012年以后甚至出现了一些负相关

迹象。说明央行数量型货币政策工具的有效性不断降低。与之相反，新测算的真实货币乘数增速

与M2增速一直显著正相关。2012年以后，这种相关性甚至更高。

金融调控广义货币M2增速放缓之谜

41

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

表1 （外生）基础货币增速、（真实）货币乘数增速与M2增速相关性

时期 2004-2011年 2012-2017年

　 M2增速1 M2增速2 M2增速1 M2增速2

基础货币增速

　

-0.294*** -0.253** 0.291** 0.496***

(-0.005) (-0.015) (0.013) (0.000)

外生基础货币增速 0.116 0.104 -0.056 -0.262**

　 (-0.269) (0.326) (0.629) (0.026)

货币乘数增速 0.616*** 0.585*** 0.093 -0.030

　 （0.000） （0.000） （0.435） （0.801）

真实货币乘数增速1 0.662*** —— 0.652*** ——

　 （0.000） （0.000）

真实货币乘数增速2 —— 0.659*** —— 0.823***

　 　 （0.000） 　 （0.000）

（二）衡量资产创新业务规模

根据第二节对资产创新业务创造存款渠道的描述，本文考虑用下面的指标衡量资产创新业务

规模：

资产创新业务规模1 = 银行业金融机构总资产 + 信托资产 - 银信合作信托资产

+ 银行理财产品资金余额 （1）

该指标的第一项很好理解，如前文所述，四类业务创新主要反映在银行资产方；第二项反映

同属银行业的信托公司资产；第三项避免资产重复计算；第四项反映银行表外资产规模。

此外，出于稳健性考虑，本文还构造了第二个衡量资产创新业务规模的指标，就是在（1）式

的基础上减去商业银行表内信贷资产：

资产创新业务规模2 = 资产创新业务规模1 - 银行各项贷款余额 （2）

后文回归分析中，并未使用上述指标的水平值，而是使用了它们的余额同比增速，分别记为

FIG和FIG2。而且，由于时序最短的信托资产余额数据的样本区间为2010年3月-2017年12月，所以

回归分析的样本区间实际为2011年3月-2017年12月，共82个样本点。

（三）回归结果

本文使用ARDL模型两步法①来分析银行业资产创新业务对真实货币乘数增速的影响，表2给

①ARDL模型两步法首先根据SIC筛选模型，然后使用OLS估计。Pesaran and Shin（1999）证明，该方法的估计量不

仅具有良好的大样本和小样本性质，而且其性质不依赖于模型变量是否平稳，从而避免了单位根检验不准确带来的潜

在问题。此外，这种方法还可直接应用Pesaran et al.（2001）提出的Bounds F-Test长期均衡关系检验。该检验与他们提

出的ARDL建模方法一脉相承，也不依赖于对模型变量进行单位根检验。而且相较其他协整检验方法，还具有稳健的小

样本优势，具体可参考Philips（2018）。

42

2019年第1期

出了基本回归结果。被解释变量是两个真实货币乘数增速（PLGN和PLGN2），解释变量只有资产

创新业务增速（FIG和FIG2）。结果显示，无论如何选取变量，资产创新业务增速都对真实货币

乘数增速有显著正影响；Bounds F-Test结果也表明，两者存在稳定的长期均衡关系。这初步证实

了本文提出的机制：银行业近年开展的各类资产创新业务的确能够影响货币乘数，因此金融监管

政策也能够通过鼓励或抑制资产创新业务来影响货币乘数。

表2 资产创新业务对真实货币乘数的影响：基本回归

被解释变量 PLGN PLGN2

计量方法 ARDL ARDL ARDL ARDL

FIG 0.609 　 0.73 　

　 (0.119)*** 　 (0.178)*** 　

FIG2 　 0.333 　 0.426

　 　 (0.072)*** 　 (0.110)***

PLGN(-1) 0.113 0.153 　 　

　 (-0.139) (-0.142) 　 　

PLGN2(-1) 　 　 0.274 0.285

　 　 　 (0.122)** (0.130)**

C 0.736 4.003 -3.039 0.767

　 (-1.233) (1.048)*** (-2.334) (-1.52)

观测值数 82 82 82 82

R2值 0.39 0.37 0.521 0.523

F-statistic 25.25 23.175 42.879 43.223

Bounds F-Test 25.350*** 23.693*** 17.222*** 17.404***

下面，向上述模型添加更多的解释变量。本文主要考察两类解释变量：经济增速和物价水

平。因为这是货币政策最为关注的两类经济指标。如果分离出外生基础货币增速以后，货币政策

仍然对货币乘数有影响，那就是以这两个变量为渠道（Brunner & Meltzer，1990），所以控制这两

类变量，即控制货币政策对真实货币乘数的影响，是必要的。具体而言，本文使用宏观经济景气

一致指数、工业增加值增速来衡量经济增速；使用CPI、PPI来衡量物价水平。回归结果显示，无

论变量如何调整，资产创新业务增速都对真实货币乘数增速有显著正向影响，进一步的Bounds

F-Test也证明这一点。

金融调控广义货币M2增速放缓之谜

43

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

表3 创新业务对真实货币乘数的影响：多解释变量

被解释变量 真实货币乘数增速1 真实货币乘数增速2

计量方法 ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL

FIG 0.517 0.397 0.483 0.321 0.657 0.804 0.613 0.595

　 (0.107)*** (0.156)** (0.096)*** (0.120)*** (0.176)*** (0.216)** (0.169)*** (0.186)***

SIMU 0.448 0.431 　 　 0.278 0.063 　 　

　 (-0.233)* (0.158)*** 　 　 (-0.22) (-0.169) 　 　

IP 　 　 0.438 0.473 　 　 0.341 0.381

　 　 　 (0.107)*** (0.097)*** 　 　 (0.112)*** (0.102)***

CPI -1.841 　 -0.484 　 -2.453 　 -1.75 　

　 (0.538)*** 　 (0.214)** 　 (0.626)*** 　 (0.567)*** 　

CPI(-1) 1.259 　 　 　 2.214 　 1.495 　

　 (0.522)** 　 　 　 (0.671)*** 　 (0.612)** 　

PPI 　 -0.199 　 -0.211 　 -1.34 　 -1.118

　 　 (0.093)** 　 (0.070)*** 　 (0.478)*** 　 (0.386)***

PPI(-1) 　 　 　 　 　 1.352 　 1.021

　 　 　 　 　 　 (0.508)*** 　 (0.389)**

PLGN(-1) 0.07 -0.014 0.12 0.064 　 　 　 　

　 (-0.087) (-0.108) (-0.097) (-0.087) 　 　 　 　

PLGN2(-1) 　 　 　 　 0.235 0.158 0.258 0.17

　 　 　 　 　 (0.090)** (-0.093)* (0.098)** (0.085)**

C -38.888 -35.485 0.336 2.401 -27.577 -8.901 -3.117 -2.533

　 (-20.681)* (13.190)*** (-1.033) (-1.596) (-19.654) (-14.228) (-2.1) (-2.512)

观测值数 82 82 82 82 82 82 82 82

R2值 0.492 0.467 0.515 0.549 0.609 0.579 0.633 0.633

Bounds F-Test 17.178*** 19.167*** 22.638*** 25.486*** 12.680*** 13.387*** 14.487*** 25.486***

44

2019年第1期

表3（续） 创新业务对真实货币乘数的影响：多解释变量

被解释变量 真实货币乘数增速1 真实货币乘数增速2

计量方法 ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL ARDL

FIG2 0.287 0.217 0.264 0.175 0.387 0.447 0.358 0.349

　 (0.062)*** (0.087)** (0.059)*** (0.071)** (0.103)*** (0.118)*** (0.100)*** (0.105)***

SIMU 0.509 0.457 　 　 0.364 0.121 　 　

　 (0.233)** (0.153)*** 　 　 (-0.221) (-0.155)* 　 　

IP 　 　 0.45 0.484 　 　 0.364 0.39

　 　 　 (0.111)*** (0.100)*** 　 　 (0.111)*** (0.098)***

CPI -1.868 　 -0.523 　 -2.467 　 -1.668 　

　 (0.555)*** 　 (0.216)** 　 (0.630)*** 　 (0.561)*** 　

CPI(-1) 1.15 　 　 　 2.031 　 1.334 　

　 (0.530)** 　 　 　 (0.649)*** 　 (0.595)** 　

PPI 　 -0.224 　 -0.228 　 -1.329 　 -1.152

　 　 (0.087)** 　 (0.067)*** 　 (0.451)*** 　 (0.384)***

PPI(-1) 　 　 　 　 　 1.289 　 1.028

　 　 　 　 　 　 (0.464)*** 　 (0.379)***

PLGN(-1) 0.093 -0.006 0.154 0.078 　 　 　 　

　 (-0.089) (-0.107) (-0.1) (-0.086) 　 　 　 　

PLGN2(-1) 　 　 　 　 0.238 0.163 0.271 0.172

　 　 　 　 　 (0.088)*** (-0.095)* (0.100)*** (0.085)**

C -41.655 -35.58 2.894 4.139 -31.842 -9.75 0.052 0.576

　 (-21.091)* (13.265)*** (0.931)*** (1.258)*** (-20.197) (-13.686) (-1.376) (-1.645)

观测值数 82 82 82 82 82 82 82 82

R2值 0.479 0.465 0.502 0.547 0.61 0.584 0.632 0.64

Bounds F-Test 16.417*** 19.093*** 21.646*** 25.276*** 12.752*** 13.691*** 14.455*** 18.237***

注：解释变量中的“C”表示常数项；圆括号内是HAC标准误；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著，其中Bounds F-Test临界值参考Narayan（2005）。

（四）稳健性检验①

上述回归结果存在一个潜在内生性问题：本文核心解释变量“资产创新业务增速”是根据银

行资产数据构造的；被解释变量“真实货币乘数增速”是根据M2增速数据计算的，也就是根据银

行负债数据构造的。因为资产与负债存在会计恒等关系，所以上述分析结果能否确认为因果关系

① 限于篇幅，稳健检验结果备索。

金融调控广义货币M2增速放缓之谜

45

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

仍需进一步判断。与微观计量中常见的解决内生性的方法不同，本文采取两种宏观实证研究中常

见的方法：一是建立简约式模型，针对前文提出的特定内生机制进行直接检验；二是建立结构式

模型，通过比较不同识别策略下的变量脉冲图哪个更加符合经济理论和客观现实，来判定哪种识

别策略更接近真实情况。最终，两种稳健性检验结果均显示：资产创新业务对真实货币乘数的正

向影响，并非由资产负债会计恒等关系导致。因此，资产创新业务对真实货币乘数具有因果意义

上的影响。

四、资产创新业务派生存款占比的增速

进一步利用真实货币乘数增速，本文还测算了资产创新业务的派生存款占各项存款比重增

速，如图4所示。因为“非银行业金融机构存款”自2015年才纳入统计范围，所以测算不仅使用了

全样本区间（2004年5月-2017年12月），还使用了子样本区间（2015年1月-2017年12月）。

为更清楚的说明2017年的金融严监管造成了创新存款占比的下降，表4给出了创新存款占比

增速的月均值和中位数。测算显示，无论使用何种样本区间估计，创新存款占比增速的均值和中

位数在2015-2016年都是增长的，中位数分别达到0.39%和1.23%；而在2017年都是下降的，中位数

降为-0.16%。特别是，表中最后三列数据还显示，2016年创新存款占比增速较2015年有提高。

图4 2015-2017年中国的创新存款占比增速

表4 2015-2017年中国创新存款占比增速的变动趋势

OLS估计所用样本区间2004M05-2017M12

OLS估计所用样本区间2015M01-2017M12

年份 均值 中位数 均值 中位数

2015年 0.79% 0.39% 0.23% 0.35%

2016年 0.51% 1.23% 0.30% 1.01%

2017年 -0.15% -0.16% -0.13% -0.28%

46

2019年第1期

五、结 论

本文系统的梳理了银行业资产创新业务的货币创造渠道，利用重新测算的真实货币乘数增速

发现：2011年以来，银行业资产创新业务通过货币乘数增速，显著影响了我国的M2增速。而央行

主动调整的基础货币增速对M2增速的影响可以忽略。2017年金融监管趋严，银行业资产创新业务

规模大幅萎缩，造成此类业务派生存款的增速下降，这是近期M2增速下降的主要原因。未来，如

果针对银行业资产创新业务的监管保持高压态势，必将进一步压低货币乘数增速。若央行保持稳

健中性的基础货币增速，那么M2增速必然会出现较快下滑，有可能对实体经济造成冲击。这对我

国货币政策在“防范金融风险”与“支持实体经济”之间寻找平衡点提出了严峻挑战。

参考文献

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金融调控广义货币M2增速放缓之谜

47

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

The Puzzle of Declining broad Money M2 Growth Rate

AN Ping WANG Shengxian

（The PBOC, Qingdao Sub-branch）

Abstract：The paper finds that the rapid development of bank asset innovations since 2011 has affected nearly

80% of the variation of real money multiplier growth, which dominants the growth of M2, and the impact of the growth

rate of exogenous base money controlled by the central bank on the M2 growth could be ignored. Since 2017, strict

financial supervision has reduced the bank asset innovations, resulting in a decline in the growth rate of its derivative

deposit, which is the main reason for the recent decline in China's M2 growth. If financial regulation maintains a high-

pressure situation and the central bank maintains a low growth rate of base money , the M2 growth will fall too fast and

then impact the real economy negatively. This poses a serious challenge to the monetary policy which seeks a balance

between “preventing financial risks” and “supporting the economic growth”.

Key words：M2 Growth Rate; Money Multiplier; Commercial Bank Asset Business; ARDL Model

（责任编辑：张赶）

48

2019年第1期

适应高质量发展的银行资产负债结构研究

—以A股上市银行为研究样本

摘 要：十九大报告指出我国经济已由高速增长阶段转向“高质量发展”阶段，经济发展需

坚持质量第一、效益优先。银行作为重要的金融中介，在配置资产负债时，如何承担促进经济

高质量发展的社会责任，同时实现自身经营绩效最优，是其经营管理中亟待解决的重要问题。

本文以28家A股上市银行为研究样本，从促进经济高质量发展和实现经营绩效最大化两个维

度，探索出适应高质量发展的最优银行资产负债结构，即：配合供给侧结构性改革拓展信贷规

模；基于用户需求导向创新存款产品；压缩同业业务，减空转、降利率；适当增加债券投融资

业务，助力发展多层次资本市场。基于以上研究结果，本文最后对银行的资产负债结构提出相

关政策建议。

关键词：高质量发展；资产结构；负债结构；同业业务；债券投资

中图分类号：F830.2 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0048-11

陈 双（中国人民银行长沙中心支行，湖南长沙 410000）

收稿日期：2018-12-19

作者简介：陈双， 经济学博士，经济师，研究方向：宏观经济与金融监管。

一、引 言

党的十八大之后，我国经济逐步由高速增长向高质量发展转型，在这个过程中，经济金融环

境发生了巨大的变化。经济层面，经济增速由高速转向中高速、发展更加注重质量、供给侧结构

性改革深入推进、居民消费升级；金融层面，互联网金融快速兴起、金融脱媒不断深化、利率市

场化逐步实现、金融市场不断发展以及金融监管持续强化。在经济高质量发展的过程中，银行

作为市场经济的重要主体，要发挥积极作用，主动调整资产负债结构以促进经济向高质量发展。

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

49

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

与此同时，作为市场经济中的独立法人，也需要基于自身的经营绩效，来对资产负债进行合理配

置。如何实现两者间平衡，是银行管理中面临的现实问题。本文就高质量发展背景下，银行的最

优资产负债结构进行研究，对指导银行机构积极进行资产负债结构调整，实现银行业的健康稳定

发展、促进经济高质量发展，具有重要的现实意义。

二、文献综述

国内关于银行业资产负债结构的研究，基于不同切入点，主要可以分为以下类型：

第一类从银行内部视角切入，基于年报数据呈现出的变化思考当下银行如何进行资产负债管

理。如吴飞虹（2018）选取工、农、中、建、兴业和招商银行作为研究样本，从2012-2016年年报

数据入手，对资产负债的总体运作，资产和负债端的结构、期限、比例配置，及资产负债管理效

能等多个维度进行分析，据以提出完善资产负债管理的建议。又如卢颖超、杨君（2016）通过将

16家上市银行2015年年报数据与往期数据的比较，分析出以上银行资产端和负债端的变化，由此

提炼出资产负债管理的机制问题，以及资产负债配置结构面临的挑战，进而提出重构建议。

第二类着重分析当前形势对银行资产负债管理的影响。如刘宏海（2018）分析了全球经济环

境复杂化、国内经济进入新常态、宏观调控政策密集出台、金融监管要求日趋严格、金融市场改

革深化等多重因素相互交织、相互作用，给商业银行经营管理带来的各方面影响，以及为了迎接

新挑战，商业银行在资产负债管理上应树立的理念和运行模式等。又如杨坚旭（2016）不仅分析

了宏观经济增速放缓、金融脱媒愈演愈烈、“去杠杆”渐趋常态化给商业银行经营造成的困境，

同时也指出人民币国际化进程加快、利率市场化基本布局形成、“互联网+”带来大数据共享中

蕴含的机遇，最后综合两方面分析得出商业银行资产负债管理突围转型的具体路径。

第三类是通过介绍分析国外经验，为国内商业银行资产负债管理提供有益借鉴。如杨润坤

（2016）介绍了美国利率市场化过程和富国银行在利率市场化中的实践经验，据此提出中小银行

在利率市场化进程中应提升服务能力、培育客户忠诚度，加强净利差管理、发展中间业务，加强

流动性管理和同业资金管理、提升风险控制水平，提升资金定价能力和资金运用效率等建议。王

勇、刘昶（2014）介绍了美国利率市场化进程中银行资产配置的积极经验。

第四类是经由建模开展实证研究。如陈一洪（2017）基于2009－2015年中国50家城市商业银

行的动态面板数据，运用GMM法研究了资产负债结构调整对城商行风险及盈利能力的影响，表

明非存款负债占比的增加和非信贷资产占比的增加均导致样本城商行盈利能力下降，而城商行规

模越大，越能有效改善资产负债结构变化对风险收益造成的不利影响。又如许嘉扬（2018）基于

2009-2016年相关数据，同样采用GMM法对城商行资产负债多元化的经营绩效进行分类研究，表

明综合实力较强的城商行应从传统的“以存贷管理为核心”的资产负债管理模式转向“大资产负

债”管理模式，综合实力一般的城商行应加强主动型资产负债管理，综合实力较弱的城商行应巩

固传统资产负债业务。

综上所述，国内学者对我国商业银行的资产负债结构进行了系统研究，然而这些研究并未将

50

2019年第1期

银行的外部经营环境、社会责任以及自身需求进行综合考虑，所以本文基于经济高质量发展的视

角，同时考虑银行机构自身的利益最大化，运用28家A股上市银行2013年以来的年报数据，通过

构建面板模型，探索银行适应高质量发展的最优资产负债结构，为银行优化资产负债结构管理，

以适应高质量发展提供理论和经验支持。

三、高质量发展与银行资产负债结构的关系

（一）高质量发展对银行资产负债结构提出新挑战

经济的高质量发展，即是按照十九大报告所强调的，坚持质量第一、效益优先的发展。在高

质量发展阶段，宏观经济环境、金融格局的变化均对银行业资产负债管理结构提出了新的挑战，

具体而言：

宏观层面主要有三点：第一、经济增速由高速转向中高速增长，总需求走低和产能过剩并存

的局面短期内难以改变。企业盈利能力普遍下降，还款能力减弱，还款意愿降低，银行需处理好

不良贷款增加的压力；第二、供给侧结构性改革引发产业转型升级，钢铁、造船、光伏等制造行

业进入转型阵痛期，部分“僵尸”企业出清，导致企业逃废债加重及个别地区信用环境恶化；与

此同时，在去杠杆压力下，地方政府融资平台无法再通过“借新还旧”方式按期偿还贷款，这些

情况都在一定程度上加剧了银行业资产质量压力；第三、在社会总需求构成中，消费占比逐年提

高，社会呈现出对消费类零售贷款的大量潜在需求，对银行业而言，需抓住培育新利润增长点同

时也是降低整体信用风险的契机。

金融领域包括四个方面：一是多层次资本市场不断发展，银行作为主要金融中介的地位降

低。十九大报告提出要“提高直接融资的比重，促进多层次资本市场健康发展”。由此，基于银

行信用的间接融资比重降低是大势所趋。这不仅导致银行信贷在社会融资总量中的比重下降，还

将促使存款不断流向股票、债券、基金、信托等收益较高领域，由此银行需处理好资产负债管理

面临的双重挤压。

二是利率市场化进程加速，利差空间收窄。2015年央行放开一年期以上存款利率上限，利率

市场化改革布局基本形成，规模增长对银行业盈利提升的贡献度下降，资产配置能力和资金定价

能力将成为未来发展的关键，传统的资产负债结构亟需优化。

三是监管趋严的环境，对银行业风险控制和资源优化配置提出新考验。十九大报告提出要

“健全金融监管体系，守住不发生系统性金融风险的底线”，为未来金融监管明确了基调，中国

人民银行和中国银保监会不断加强对银行业的监督管理：宏观审慎监管更加深入、资本监管更趋

严格、金融乱象专项治理活动持续开展、资管新规等创新业务监管政策快速出台。银行的资产负

债管理面临着如何坚持资本约束和资本回报理念，平衡好业务发展和监管达标关系的极大挑战。

四是金融脱媒化对银行产生根本性冲击。随着区块链、大数据、云计算、人工智能等新技术

发展，金融科技正重塑银行业态。在资产端，以支付宝“借呗”为代表的网贷业务发展迅速；在

负债端，“余额宝”等网络产品开启“碎片化理财”新模式；在支付端，网购、游戏等传统互联

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

51

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

网支付细分市场被第三方支付企业完整消化。互联网金融企业通过打造个性化、场景化的平台，

改变客户金融消费习惯，造成对客户和资金的分流，银行的资产负债结构管理亟待纳入对金融科

技的考量。

（二）银行如何调整资产负债结构以促进经济高质量发展

银行作为最重要的金融中介，在促进经济高质量发展上主要承担着两项社会责任：一是防治

各类经济泡沫、降低过高杠杆率以化解金融风险；二是为实体经济创新发展、转型升级提供有效

金融服务。以上两项责任体现在资产负债结构管理上，主要是：

资产端坚持“脱虚向实”，力促供给侧结构性改革。首先，信贷业务上“有增有减”，增加

对中小企业的支持力度和绿色金融的资金投放，降低中小微企业和创新型企业的融资成本，同时

不断加大零售类贷款在整体信贷中的比重，激发消费增长对经济发展的拉动效用；减少对去产

能、去库存行业的信贷投放，帮助加速出清“僵尸”企业。其次，缩减同业资产配置，减少资金

空转，尽可能缩短融资链条，切实降低实体经济的融资利率。最后，在保证有效贷款需求的基础

上，合理利用资金对国债、金融债及企业债等标准化证券进行投资，以促进债券市场和资本市场

的健康发展。

负债端加强“产品创新”，满足投资者多元化需求。首先，对于存款产品，要以满足客户多

层次需求为切入点，根据客户需求，加强存款产品创新，以提供个性化、定制化选择，着力缓和

供需矛盾。其次，加大债券发行力度，在拓宽资金来源的同时，丰富资本市场投资产品，满足市

场投资者的投资需求，进而支持多层次资本市场发展。最后，减少同业负债规模，严格按照监管

要求对同业业务进行清理规范，主动做好风险防范和化解工作。

四、高质量发展、银行经营绩效与最优资产负债结构

作为市场经济的主体，银行担负着主动调整资产负债结构，以促进经济高质量的发展的社会

责任。与此同时，银行作为市场经济中的独立法人，也需要基于自身的经营绩效，来对资产负债

进行合理配置。为此，银行需在这两者间实现平衡，进而选择出最优的资产负债结构。

（一）资产负债结构影响经营效率的机制分析

资产负债结构对经营绩效的影响可以细化为贷款、同业和投资等资产业务，及存款、同业和

债券等负债业务对经营风险和盈利水平的影响。

从资产端看，银行在传统信贷业务外发展同业和投资业务虽然能够拓宽盈利渠道、优化资产

配置，但是也可能拉低盈利水平、加剧风险积累。具体有利表现为：一是在有效信贷需求下降和

同业竞争加剧的背景下，将剩余资金配置到同业业务和证券投资业务中，既有利于拓宽盈利渠

道，提高资金使用率，又有利于降低商业银行对贷款业务的依赖，确保信贷业务的质量；二是通

过同业业务和投资业务，将原本按照较高风险权重计提资本的信贷资产，转变按较低风险权重

计提资本的同业资产和证券资产，降低了资本约束的压力，提高了资本使用率，有利于银行资产

规模的扩张；三是通过提高非信贷资产的比重，优化了银行资产配置结构，有利于资产风险的分

52

2019年第1期

散。不利表现为：一是同业业务，尤其是投资业务的单位资金收益率普遍低于贷款，一定程度上

拉低了银行的盈利能力；二是同业和投资业务虽然实现了对资本约束的规避，但这种掩盖真实信

用风险的操作容易造成银行承担的风险超过自身实际风险承受上限，加剧银行脆弱性；三是同业

及投资业务横跨信贷、货币、债券、资本等多个市场，非信贷市场的波动和风险，极易通过这类

业务传染至银行，如近年来债券市场的违约，致使部分银行投资业务出现巨额损失。

从负债端看，银行通过同业负债和发行债券等主动融资，能够降低对存款资金的依赖，增加

经营收入，但这类融资业务也在一定程度上增加了银行的经营风险。具体有利表现为：一是随着

利率市场化的逐步实现和互联网金融产品竞争的加剧，银行揽储压力增加，发展同业负债和发行

债券，能够有效补充资金来源，降低对存款业务的依赖；二是银行通过同业负债实现短借长贷，

可以提高经营收入；三是通过发行债券，获取稳定的低成本资金，有利于资产负债规模的扩张和

收益的提高。不利表现为：一是同业负债加剧了资金的期限错配，增加了银行的流动性风险，一

旦同业市场某个环节出现资金链断裂就有可能引发同业市场违约的“多米诺骨牌效应”，增大金

融机构系统性风险；二是相比于一般性存款，同业负债和发行债券的融资成本要高一些，尤其是

市场流动性偏紧的情况下，同业负债的融资成本更是大幅高于一般性存款。

由上述分析可知，银行发展同业资产、证券投资、同业负债和债券融资等业务，对其经营风

险和盈利水平的影响是多方面多维度的，在理论上并不能确定这些业务对银行经营风险和盈利水

平的最终影响方向。所以，我们将以A股上市银行的为样本，通过实证模型来探索同业资产、证

券投资、同业负债和债券融资等业务对银行经营风险和盈利水平的具体影响。

（二）资产负债结构影响经营效率的实证分析

1.模型构建

（1）经营绩效指标

银行经营绩效的衡量主要从盈利水平与经营风险两个维度进行考察。对于盈利水平，由于样

本期内银行存在增资扩股、发行二级资本债等资本补充行为，导致净资产的波动比较大。所以，

采用总资产净利率ROA（净利润/ 年初与年末总资产均值）来衡量银行的盈利水平。

对于经营风险，衡量银行经营风险的指标一般为：拨备覆盖率、不良贷款率及破产风险等。

由于拨备覆盖率和不良贷款率属于事后变量，且仅限于信贷风险范畴，而破产风险（Z）具有先

兆性，并且体现了银行的整体风险，因此，本文借鉴张健华和王鹏(2012) 的做法，选用资产收益

率的Z 值来衡量银行的经营风险。

Z值的计算公式为： 。其中， 表示第i家银行第t期的资产收益

率， 表示第i家银行第t期的资本充足率， 表示第i家银行样本期内的标准差。Z值与银

行的经营风险呈现负相关，即Z值越大，表明银行破产概率越低，经营风险越小。为避免变量值

的剧烈波动，使数据更加平稳，在进行参数估计时对Z值取自然对数。

（2）资产负债结构指标

通过前面部分的分析，本文将资产分为贷款类、同业类和投资类，负债分为存款类、同业类

和债券类。具体到银行资产负债表的一级科目来看，贷款类资产为“发放贷款及垫款”；同业类

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

53

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

资产为“存放同业和其他金融机构款项”、“拆出资金”、“买入返售金融资产”和“应收款项

类投资”；投资类资产为“以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产”、“供出售金融

资产”和“持有至到期投资”。存款类负债为“吸收存款”；同业类负债为“同业和其它金融机

构存放款项”、“拆入资金”和“卖出回购金融资产款”；债券类负债为“以公允价值计量且其

变动计入当期损益的金融负债”和“应付债券”。

贷款和存款是银行的传统业务和主体业务，一般来说，存款和有效贷款的增加对银行的经营

绩效都是正向影响。为了避免变量间的共线性问题，本文不直接考虑贷款和存款两类资产，并用

同业类资产占比SFA（同业类资产FA/总资产A）、投资类资产占比SIA（投资类资产IA/总资产A）

来代表资产结构，用同业类负债占比SFL（同业类负债FL/总负债L）、债券类负债占比SBL（债券

类负债BL/总负债L）来代表负债结构。

（3）控制变量

考虑到我国A股上市银行中既有全国性商业银行也有城市商业银行，各家银行规模差异较

大、经营情况和资本状况也不一致，所以选取的控制变量为：资产规模（LNA）、资本充足率

（CAP）、非利息收入占比（NON）和经济增长率（GDP）。全国性商业银行的GDP用全国值，城

市商业银行的用所在省份的GDP增长率。

（4）实证模型

根据上述指标设计，构建如下两个实证模型：

b

a

其中，（1）式代表对盈利水平的影响，（2）式代表对经营风险的影响。ROA为总资产净利

率，LNZ为破产风险的自然对数，SFA为同业类资产占比，SIA为投资类资产占比，SFL为同业类负

债占比，SBL为债券类负债占比，LNA为总资产规模的自然对数，NON为非利息收入占比，CAP为

资本充足率，GDP为经济增长率。a 和 b 分别表示每家银行自身的差异， 和 代表模型中被

遗漏的体现随时间和截面同时变化的因素的影响。下标i表示银行，t表示时间， 是横截面的个

数，本文为28， 是每一横截面时间序列长度，本文为5。

2.实证过程和结果分析

基于数据的可得性，本文以A股上市的28家上市①银行为研究样本，考虑到从2013年开始，

① 2018年9月30日前在A股上市。

54

2019年第1期

我国经济进入新常态阶段，所以样本期设定为2013—2017年。数据频率为年度数据。对变量进

行单位根检验和协整检验后，根据F统计量检验和Hausman统计量检验的结果，本文选用个体固

定效应模型。由于各家银行的业务结构和发展状况存在一定程度上的差异，所以本文使用GLS法

（cross-section weights）对模型进行估计，估计结果见表1。

表1 银行资产负债结构对经营绩效影响的实证结果

ROA LNZ

系数 T值 P值 系数 T值 P值

C 7.4745 5.7749 0.0000 4.1567 44.3889 0.0000

SFA 0.0036 1.7688 0.0799 0.0003 1.5688 0.1197

SIA -0.0076 -3.2736 0.0014 -0.0006 -3.1517 0.0021

SFL -0.0073 -4.1604 0.0001 -0.0005 -3.3091 0.0013

SBL 0.0038 1.5995 0.1127 0.0008 4.7223 0.0000

LNA -0.3551 -5.2941 0.0000 -0.0310 -6.4729 0.0000

NON 0.0036 2.1889 0.0308 0.0005 4.3192 0.0000

CAP -0.0198 -2.4675 0.0152 0.0697 108.9421 0.0000

GDP 0.0753 4.2182 0.0001 0.0060 4.7143 0.0000

A-R2 0.9028 0.9999

F值 37.8948 37738.8200

（1）证券投资和同业负债会拉低银行的盈利能力，而中间业务能提升盈利水平。

在以ROA为被解释变量的方程中，SIA的系数为-0.0076且显著，意味着投资类资产在总资产

中占比越高，银行的盈利能力越低。这是由于银行投资业务主要是投资于国债、政府债、金融

债、企业债等标准化债券，其收益率相对于普通贷款，以及同业业务投资于非标准化资产而言，

要低得多。SFL的系数为-0.0073且显著，意味着在银行的总负债中同业负债的占比越高，其盈利

能力越低。这主要是由于相对于存款和债券融资，同业融资的利率要高许多。SBL和SFA的系数不

显著，意味着债券融资和同业资产业务对银行盈利水平的影响并不明显。

LNA的系数为-0.3551且显著，意味着银行规模越大，其盈利能力越差。这意味着我国上市银

行存在规模不经济现象，部分上市银行其内部管理水平还有待进一步提升。NON的系数为0.0036

且显著，意味着银行加大发展结算、代理和咨询顾问等中间业务的力度，能有效的提高其盈利能

力。CAP的系数为-0.0198且显著，表明资本越充足，银行的盈利能力越低，这主要是因为资本充

足率越高，即对资本的使用率越低，必然影响其盈利能力。GDP的系数为0.0753且显著，意味着

宏观经济环境越好，银行盈利越好。

（2）证券投资和同业负债会增加银行风险，而债券融资和中间业务能降低风险水平。

以LNZ为被解释变量的方程中，SIA的系数为-0.0006且显著，表明发展证券投资业务将会增

加银行的经营风险。这主要是由于一方面证券市场利率的波动会给银行带来较大的市场风险，另

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

55

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

一方面近年来我国企业债违约事件频发，给部分银行带来了巨大损失。SFL的系数为-0.0005且显

著，意味着银行的同业负债在总负债中占比越高，风险越大。这主要是由于同业资金一般为短期

资金，稳定性差且利率波动大，银行同业负债越高，其期限错配越严重，面临的风险也就越高。

SBL的系数为0.0008且显著，表明债券融资在总负债中占比越高，风险越小，这主要是因为债券融

资获得的资金期限较长、稳定性较高。SFA的系数不显著，意味着同业资产业务对银行经营风险

的影响并不明显。

LNA的系数为-0.031且显著，表明我国上市银行规模越大，风险越高，这可能是由于银行规模

越大，管理难度越高，所以整体风险越大。NON的系数为0.0005且显著，意味着发展中间业务，能

降低银行的经营风险。CAP的系数为0.0697且显著，意味着银行资本越充足，风险越低。GDP的系

数为0.006且显著，表明宏观经济环境越好，银行的风险越低。

基于实证结果，从银行自身利益角度考虑，需要对资产负债结构进行如下配置：资产端，加

大高质量贷款的投放、合理配置同业资产、减少证券投资资产；负债端，坚持以存款作为立行基

础、加大债券融资力度，减少同业负债规模；并且要高度重视中间业务发展。

（三）适应高质量发展的最优资产负债结构

银行在对资产负债进行配置时，需综合考虑促进经济高质量发展的社会责任，以及实现经营

绩效最大化的自身利益，进而选择最优的资产负债结构。

表2 银行最优资产负债结构选择表

资产 负债

贷款类 同业类 投资类 存款类 同业类 债券类

自身经营绩效 增加 合理配置 减少 增加 减少 增加

社会责任 增加且注意结构 减少 适当增加 增加 减少 增加

最优选择 增加且注意结构 减少 适当增加 增加 减少 增加

从上面的分析可以看出，银行基于自身利益角度和社会责任角度对资产负债的配置方式基本

一致，区别仅在于同业类和投资类资产。

同业类资产方面，从银行自身角度，同业类资产对其经营绩效的影响并不显著，而从社会责

任角度，为了促进经济高质量发展需要减少同业资产业务，所以综合判断，银行的最优选择是减

少同业类资产。

投资类资产方面，从银行自身角度，投资类资产对其经营绩效有负向影响，应该减少，但从

社会责任角度看，为了进一步发展和完善我国金融市场，银行应该适当增加对标准化证券的持有

量。考虑到，一方面，投资类资产对银行经营绩效的负向影响，主要是由于近年来部分企业债违

约造成，随着我国资产市场的完善，债券违约事件将得到控制，对银行的不利影响将越来越小；

另一方面，银行在压缩同业资产和满足合理的信贷需求后，会有资金剩余，为了提高资金使用

率，应该适当的进行证券投资。所以综合判断，银行的最优选择是适当增加投资类资产。

56

2019年第1期

因此，适应高质量发展的最优资产负债结构为：增加贷款规模的同时注意对信贷结构的调

整，减少同业类资产，适当增加投资类资产，增加存款和债券类负债，减少同业类负债。

五、政策建议

为了适应高质量发展的经济形势，结合本文的研究结果，提出如下政策建议：

（一）以“支持实体经济”为切入点，提高资产配置效率

一是以“支持实体经济”为切入点推动贷款业务向高质量发展。坚持“脱虚向实”，加大有

效信贷供给力度，配合供给侧结构性改革，增加对中小企业、绿色项目的支持力度，加大零售类

贷款的投放，减少对去产能、去库存行业的信贷供给，实现信贷资产的优化调整。二是在注重风

险把控的情况下，适当发展证券投资业务，并加强管理，以提高单位资金的使用效率。三是严格

按照监管要求，对同业资产业务进行规范清理，并规范同业资产业务的发展。四是注重中间业务

的发展。银行发展中间业务能有效提高盈利水平，并且降低经营风险，结合我国银行业中间业务

规模较国际银行有较大差距的现实，各家银行应该更加注重结算、代理和咨询顾问等中间业务的

发展，依托这类“轻资产”业务的发展，提高效益水平，降低经营风险。

（二）以稳定存款为基础，促进负债来源多样化

一是稳定存款基础。与其他负债相比存款具有“稳定性好、成本低”的天然优势，随着同业

业务整治规范的持续深入，存款资金对各银行的重要性将进一步上升。所以，银行应坚持“存款

立行”的经营理念，持续强化存款资金的吸纳，并通过对客户、产品和服务潜力的深挖，构建以

客户需求为中心、以产品创新为支撑的综合服务体系，提高客户粘性和资金稳定性。二是大力发

展债券融资。随着债券市场的发展，银行的债券融资空间将进一步释放。为此，银行应加大债券

融资的力度，特别是重视中长期债券的发行，以锁定长期稳定资金，降低资产负债的期限错配风

险。三是压降同业融资规模，降低对同业资金的依赖度。

（三）以金融科技为助力，形成资产负债科学管理体系

一方面，利用数据挖掘技术，提高资产负债配置的有效性。银行可将内部客户交易数据和外

在经济、金融信息数据予以整合，在数据基础上建立模型进行分析，基于分析结果进行产品创新

和精准客户营销。另一方面，打通资产负债与财务预算、绩效考核、风险防控、客户关系等各管

理部门间的联系，形成集成管理系统。银行可将资产负债、财务预算、绩效考核、风险防控、客

户关系等多个系统的信息数据集中整合，形成面向市场、面向监管和面向决策的集成管理系统，

让管理更加具有时效性、实现更多的价值创造。

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

57

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

参考文献

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2019年第1期

banks' Asset and Liability Structure Adapting to High Quality Development: The Research of A-Share Listed banks

CHEN Shuang

（The PBOC, Changsha Central Sub-branch）

Abstract：The report of the 19th National Congress of CPC pointed out that China's economy has shifted from

a high-speed growth stage to a "high quality development" stage. Quality and efficiency should be considered as the

most important things in economy development. As an important type of financial intermediary, the banks, to shoulder

the social responsibility of promoting high-quality economic development and achieve the best operating performances

are both significant when allocating assets and liabilities, and this is an important problem to be solved urgently in

the operation and management. Taking 28 A-share listed banks as research samples, this paper explores the optimal

asset-liability structure of banks which is suitable for high quality development from the two dimensions of promoting

high quality economic development and maximizing business performance, cooperating with supply-side structural

reform to expand credit scale; innovating deposit products based on user demand; compressing inter-bank business,

reducing idling and interest rate; appropriately increasing bond investment and financing business, and helping

develop multi-level capital market. Based on the above research results, this paper finally puts forward relevant policy

recommendations on the asset-liability structure of banks.

Key words：High Quality Development; Asset Structure; Liability Structure; Inter-bank Business; Bond

Investment

（责任编辑：张赶）

金融调控适应高质量发展的银行资产负债结构研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

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商业银行期限错配下

流动性风险测度及影响因素分析

摘 要：本文立足于我国新的宏观经济金融形势，梳理分析商业银行期限错配与流动性风

险的相互关系。在此基础上，以某城市商业银行为例，通过H-P滤波流动性缺口分析方法对其

期限错配下的流动性风险进行了测度，通过测量发现该商业银行在近几年存在一定的流动性

风险。随后通过建立面板数据模型进一步分析了外部相关因素对商业银行期限错配下流动性

风险的影响关系和程度。研究表明，宏观经济增长、同业拆借利率、不良贷款以及存款准备金

率等因素都会对流动性产生不同程度的影响。据此提出相应的对策建议。

关键词：期限错配；流动性风险；H-P滤波；VAR

中图分类号：F83 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0059-12

冉瑞沛（中国人民银行万州中心支行，重庆万州 404000）

收稿日期：2018-12-19

作者简介：冉瑞沛，中级经济师，研究方向：绿色金融，经济金融监测与分析。 本文根据人民银行万州中心支行承

担的2017年度重庆市金融学会招标课题修改。课题组成员骆春平、丁松、高治富同志对此文有重要帮助和贡献，在此一

并致谢。文章不代表所在单位观点，文责自负。

一、引 言

新世纪以来的近十年，我国经济持续保持了10%以上高速增长。经济的快速增长，伴随着巨

大的金融需求，也助长了银行机构快速扩张规模，但同时忽视了期限错配的潜在风险。一方面，

后危机时代的巨额投资以及房地产市场繁荣，相关开发项目一般期限较长、信贷资金需求量大，

其巨额投资的资金需求进一步推动了商业银行信贷资产的长期化；另一方面金融市场深化、金融

脱媒、利率市场化等驱动银行存款的分流和活期化，银行稳定的资金获取能力减弱。据人民银行

60

2019年第1期

公布数据，2016年末，我国住户存款中活期存款占比较2006年提高了3.13个百分点（由于2015年

统计口径调整，2014年以前数据采用居民储蓄存款活期对应住户存款活期。）同期，中长期贷款

占比较2006年提高了12.9个百分点。在外部因素影响的同时，银行在利润压力、监管套利等因素

驱使下，“短存长贷”的期限错配特征进一步凸显。

商业银行过度期限错配必将引发流动性风险。新时期，我国经济结构调整不断深化，商业银

行经营过程中的外部环境越来越复杂。金融市场进一步深化，利率市场化和汇率改革深入推进，

互联网金融等新业态挑战越演越烈，这些因素将直接或间接扰乱期限错配与流动性之间的平衡。

商业银行期限错配下面临的流动性风险将更加突出。因此，本文着眼于这一现实需求，深入分析

商业银行期限错配下的流动性风险的内在关系，测度并分析相关影响因素对于推进金融市场改

革、维护金融稳定具有的重要意义。

二、文献综述及机理分析

（一）文献综述

期限错配的影响因素分析方面。彭建刚、王佳（2014）通过测算找出流动性缺口，利用面板

回归模型进行分析，得出宏观因素中金融市场和经济增长的发育程度以及微观因素中资产收益率

对流动性风险影响为正，微观因素中资本充足率以及资产规模对流动性风险影响为负。王一鸣，

梁志兵（2015）通过建立理论模型，从期限错配的角度研究银行业为何会产生系统的流动性风险

问题。研究表明，期限错配可导致银行间市场的资产价格(利率)非连续性地急剧上升(下降)。同

时，可被预期到的中央银行对市场注入流动性的行为使得银行选择更严重的期限错配，进而恶化

流动性危机。朱冬辉（2013年）采用流动性缺口法度量存贷款期限错配的流动性风险，基于VAR

模型分析了存贷款期限错配的影响因素，研究表明通货膨胀率对存贷款期限错配的影响较大，通

货膨胀率增加，存贷款期限错配的程度会加重；而存款基准利率对存贷款期限错配影响较小，存

款利率上升，银行存贷款期限错配的程度会下降。

流动性风险的成因以及防范措施方面。Benston和Kanfman(1992)探讨了外部环境不稳定与资本

结构优化如何影响银行流动性。他们研究认为由外部市场造成的银行流动性缺失会提高银行对

资本的需要，银行利用资本结构优化来增加流动性，通过存贷期限匹配降低银行面对危机时所需

的流动性成本。Kaufman (1996)总结出银行体系存在高杠杆率、现金资产比例较低和高债务需求

等特征，这使得银行在遭遇突发的、大额的提现要求时不得不通过变卖资产获取所需流动性，很

容易产生流动性危机。乔海曙、熊正德（2000）在对商业银行流动性风险发生根源及流动性管理

必要性进行理论分析的基础上，对国内商业银行流动性不足的原因及流动性风险的衡量进行了深

入探讨，提出了当前我国商业银行加强流动性风险管理的控制措施。

流动性监管方面。付强、刘星（2013）在对国内商业银行流动性风险的形成机制进行分析的

基础上，选取10个流动性监管指标，采用方差最大化组合赋权评价方法，对14家商业银行的流动

性风险水平进行了综合评价及排序。研究发现，大部分商业银行流动性风险水平处于适中区域。

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

61

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

尚航飞（2016）通过对我国41家商业银行的流动性覆盖率和净稳定资金比例进行了测算，再使用

面板模型进行了实证分析。研究指出，流动性覆盖率监管标准的实施不利于商业银行资本充足水

平的提高，而净稳定资金比例监管标准的实施有助于提高商业银行的资本充足水平。

（二）银行期限错配与流动性风险机理分析

商业银行流动性风险爆发最根本的原因是资产负债期限结构的不匹配，银行机构期限错配与

流动性风险具有直接关系。商业银行作为经营信用的企业，通过较低成本负债和较高价格资产之

间的利差获得利润。不管是表内还是表外业务，均是获得利差与防范风险博弈的结果，如图1所

示，在一般博弈过程中若遇到不良贷款清收、汇率政策调整、储户提前取现等因素，将打破这种

博弈平衡，使银行陷入流动性风险。

1.表内存贷款期限错配与流动性风险

吸存放贷作为商业银行最传统的业务，其运行机理主要是通过较短期限、低成本的吸收存款

和较长期限、高价格的放出贷款而获取二者之间的利差。因此，就银行的经营本能来讲本身就具

有存贷款期限错配的潜在可能。在当前我国宏观经济金融形势下，这种错配可能性进一步扩大。

首先，在我国经济增长长期依赖于投资拉动环境下，政府主导的基础设施建设、交通能源等项目

多是巨额、长期投资项目，大量的资金需求驱动中长期贷款持续快速增长。其次，我国企业特别

是国有大中型企业低资本、高负债特征明显，城镇化进程下居民中长期个人购房贷款大幅增长。

第三，随着我国利率市场化持续深化，居民消费升级、多元化投资意愿持续升温，住户存款呈现

活期化甚至存款分流，即商业银行在负债方循环获取资金的能力减弱，而偿还负债的期限更短。

第四，随着我国宏观经济调整持续深化，不良贷款不同程度在攀升，导致商业银行资产贬值或资

产回收预期减弱。

表1 2015-2017年我国活期存款和中长期贷款占比

2015.06 2015.12 2016.06 2016.12 2017.06

活期存款占比（%） 25.38 27.82 27.86 29.57 29.03

中长期贷款占比（%） 55.74 55.83 56.92 58.51 60.76

数据来源：中国人民银行存款类金融机构人民币信贷收支表整理

在银行以存贷款适度期限错配获取利润与保持流动性的利润损失的博弈关系中，若银行没有

意识到市场“存短贷长”的变化趋势，过度监管套利，无法满足“债务到期日不得早于贷款到期

日”、“获取资金能力大于运用资金能力”等必要流动性条件时，将导致流动性危机。同时，在

不良贷款攀升导致资产清收困难、汇率政策变化驱使储户提前取款以及储户对银行失去信心发生

挤兑时，将导致更严重的流动性风险。

2.表外资产期限错配与流动性风险

作为商业银行重要的表外业务，理财业务因其资本占用少、综合收益高等优势受到银行机构

青睐，得到持续快速发展，已成为我国银行业重要的利润增长点。截至2016年末，全国银行机构

62

2019年第1期

存续余额29.05万亿元。理财产品的运作模式是通过短期循环的募集资金用于中长期资产投资。

一方面，商业银行发行的理财产品短期、超短期产品较多，远高于中长期理财产品数量和规模。

同时，理财产品发行呈现在月末、季末突击发行态势。另一方面，资金池理财产品运作模式一

定程度存在，即通过“滚动发售、集合运作、期限错配”的运作模式，大量理财产品的资金被投

入资金池，进行统一管理、调度投资与目标资产。如2016年累计募集资金167.94万亿元，而2016

年末存续余额仅为29.05万亿元。说明商业银行通过频繁滚动的发售短期理财产品募集到大量资

金，将资产池中沉淀资金进行期限错配投资于中长期资产。由于理财产品期限较短，但资产投资

期限较长，即资产方与负债存在明显期限错配，其募集资金与对应投资项目之间没有明显的对应

关系，资金打包、交叉使用现象较突出，单个理财产品的收益与风险关系不明确。一旦外部环境

发生变化，如商业银行理财投资不能达到预期盈利目标，同时资产池滚动发售不能募集到预期资

金，在当前刚性兑付的主流环境下，客户不能按期赎回本金和收益可能引发挤兑事件，使银行面

临极大的流动性危机。

图1 商业银行期限错配流动性风险演变图

三、商业银行期限错配下流动性风险测度及分析

（一）流动性风险测度方法介绍

综合考虑各种流行性风险分析方法特点，本文采取流动性缺口比率作为指标，通过H-P滤波

法分析流动性风险状况。流动性缺口率要求大于等于-10%。银行可观测到连续期限的流动性缺

口率。在其他条件相似时，流动性缺口率越大，银行的短期流动性风险就越低，比如，流动性缺

口率为-5%的银行的短期流动性优于流动性缺口率为-10%的银行的短期流动性。

测度流动性缺口率的公式为：

_

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

63

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

长期资金使用主要包括中长期贷款、长期股权投资、衍生金融资产、投资性房地产等；长期

资金来源主要包括公司或企业定期存款、个人或储蓄定期存款、持有到期投资等；短期资金稳定

来源最低下限主要包括公司或企业活期存款及个人或储蓄活期存款稳定部分下限。其中定期和活

期存款部分是扣除法定准备金和贷款损失准备金后的数额。其实质是在未来的一定时间内，银行

能变现的资产是否能够偿还到期的债务。缺口率为正，表示银行在该期限内到期的资产足够偿还

到期的债务；缺口率为负，表示银行在该期限内到期的资产无法偿还到期的债务，需要以其他方

式筹集资金偿还到期债务。

（二）基于H-P滤波法的流动性风险分析

1.H-P滤波法介绍

H-P滤波法是一种时间序列在状态空间中的分析方法。H-P滤波可以比作一个高通滤波器，

其作用就是分离出频率较高的成分，除去频率较低的成分。通过H-P滤波法，我们可以计算短期

存款中长期趋势 ，短期存款中短期波动 服从正态分布，取短期存款在稳定存款之上的置信

度为 ，可以求得 的变化区间为 ，则短期存款稳定部分是H-P长期趋势 与残差波动

下限的和，即：短期存款稳定部分 。

2.基于H-P滤波法的流动性风险分析

本文以某省市1城市商业银行2011年至2017年各季度的长期资金使用、长期负债和法定存款

准备金率等数据为例，求出流动性缺口，进而分析商业银行期限错配下的流动性风险。

通过Eviews软件应用 H-P 滤波法求出短期存款总额变动的长期趋势和稳定部分。由数据算

得 ，取置信度为99%，则求出 ，于是得到短期波动成分的区间为

（-1626194.44，1626194.44）。用H-P滤波法算出长期趋势和波动部分（见图2）。

-1,500,000

-1,000,000

-500,000

0

500,000

1,000,000

1,500,000

8,000,000

12,000,000

16,000,000

20,000,000

24,000,000

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II

2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

总短期存款 gt ct

Hodrick-Prescott Filter (lambda=1600)

图2 H-P长期趋势和残差波动（单位：万元）

数据来源：样本银行。

将 HP 长期趋势加上残差的波动下限可得短期存款稳定部分（如图3）。

64

2019年第1期

图3 短期存款、稳定存款、H-P趋势之间的关系（单位：万元）

数据来源：样本银行。

将短期存款中稳定部分加入中长期资金来源中，计算出期限错配下流动性缺口率（见图4）。

其中：

长期资金使用=中长期贷款+持有到期债券+中长期投资；

长期资金来源=长期存款*（1-法定存款准备金率）；

短期资金稳定来源最低下限=短期存款*（1-法定存款准备金率）。

流动性缺口率数据显示：2011年至2013年1季度该银行的流动性缺口率大于-10%，说明该银

行到期的资产基本可以偿付到期负债，流动性风险保持在正常水平下。但2013年2季度至2017年

2季度该银行的流动性性缺口率小于-10%，说明该银行到期资产不足以偿付到期负债，需要通过

以其他方式筹集资金偿还到期债务。

图4 流动性缺口率（单位：%）

数据来源：样本银行。

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

65

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

四、商业银行期限错配下流动性风险影响因素实证分析

（一）模型说明

本文利用向量自回归模型(VAR)来验证商业银行期限错配流动性风险相关因素的影响机制及

影响程度。

因此本文VAR模型的数学表达式为：

……

……

其中：LD是流动性缺口率，TYRATE是同业拆借利率（7天），ZB是法定存款准备金率，GDP

是国内生产总值增长率，BL是不良贷款率，CZ是超额准备金率，P是滞后阶数，T是样本个数，

A，B，C，D，E，F分别是各变量的系数矩阵， 是 维扰动向量。

（二）指标选取

鉴于数据的可得性及本文研究的需要，样本数据为2011年到2017年季度数据，共26个季度样本。

表2 指标及解释

指标 变量符号 指标解释

流动性缺口率 LD

90天内表内外流动性缺口与90天内到期表内外流动性资产之比，一般不应低于-10%。它是衡量商业银行流动性状况及其波动性的流动性风险核心指标之一。本文中流动性缺口率均为负值，为便于

理解和计算需将此数据取绝对值。

同业拆借利率 TYRATE拆借市场的资金价格，是货币市场的核心利率。当同业拆借率持

续上升时，反映资金需求大于供给，预示市场流动性可能下降，当同业拆借利率下降时，情况相反。

法定存款准备金率 ZB 法律规定的商业银行准备金与商业银行吸收存款的比率。

国内生产总值增速 GDP 衡量国家经济状况的指标。

不良贷款率 BL 金融机构不良贷款占总贷款余额的比重，反映了银行资产质量。

超额准备金率 CZ商业银行超过法定存款准备金而保留的准备金占全部存款的比率。从形态上看，超额准备金可以是现金，也可以是具有高流动性

的金融资产。

（三）检验分析过程

1.平稳性检验

时序数据的平稳性是向量自回归分析的前提和基础。因此在建立VAR模型之前，需要对时序

数据的平稳性进行检验。本文采用ADF检验。利用Eviews计量软件进行ADF检验，检验结果如下

表所示：

66

2019年第1期

表3 时序数据的ADF检验结果表

变量 检验形式 ADF值 临界值（1%,5%,10%） 结果

LD （c,t,4） (-1.6817） （-3.7880） （-3.0124） （-2.6461） 非平稳

D（LD） （c,t,0） (-6.2816） （-3.7379） （-2.9919） （-2.6355） 平稳

TYRATE （c,t,0） (-4.1144） （-3.7241） （-2.9862） （-2.6326） 平稳

ZB （c,t,1） (-1.5950） （-3.7379） （-2.9919） （-2.6355） 非平稳

D（ZB） （c,t,0） (-5.7545） （-3.7379） （-2.9919） （-2.6355） 平稳

GDP （c,t,0） (-2.9017） （-3.7241） （-2.9862） （-2.6326） 非平稳

D（GDP） （c,t,0） (-3.9281） （-3.7379） （-2.9919） （-2.6355） 平稳

BL （c,t,0） (-0.8282） （-3.7241） （-2.9862） （-2.6326） 非平稳

D（BL） （c,t,0） (-3.4453） （-3.7379） （-2.9919） （-2.6355） 平稳

CZ （c,t,0） (-3.4539） （-3.7241） （-2.9863） （-2.6326） 平稳

从上表中的检验结果可以看出，同业拆借利率和超额存款准备金率在5%和10%显著水平下是

平稳的，而流动性缺口率、法定存款准备金率、国内生产总值增速和不良贷款率是非平稳的。对

这四项指标经过一阶差分后，进行ADF检查。结果显示经过一阶差分后，这四个变量的时序数据

是平稳的。

2.协整关系检验

对三个变量的时序数据进行Johansen协整检验，协整检验结果如下图所示。

表4 Johansen协整关系检验结果

从上表的结果中可以看出，各变量之间在5%显著性水平下最多存在三个协整向量。众多的实

证研究表明，一般第一个协整向量最具有经济学含义，因此在本文中，我们只考虑第一个协整向

量，即：

从上面的协整向量表明，从长期来看，流动性缺口率与同业拆借利率和国内生产总值增长率

呈正相关，与存款准备金率、不良贷款率和超额准备金率呈负相关。具体经济学含义为：一是当

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

67

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

同业拆借利率上升时，说明整个资本市场资金紧张，导致流动性风险加剧；二是当国内生产总值

增长率上升时，由于经济环境改善，收入水平有所增加，商业银行会吸收更多的存款，加剧期限

错配程度，从而导致流动性风险增加；三是不良贷款率的增加，会导致商业银行增加对安全稳定

的中长期贷款的投放，因此会降低商业银行的流动性风险；四是法定存款准备金率和超额存款准

备金率提高时，其短期的作用效果逐步弱化，但从长期看来商业银行在较为稳定的准备金收紧政

策预期下将合理调整结构，流动性风险最终会下降。

3.脉冲响应函数分析

从前面的检验结果可知，各变量满足VAR模型的构造条件，且其最佳的滞后阶数为2阶，因此

可以建立2阶滞后的VAR模型。

在VAR模型中，第一个方程的拟合度都较好，拟合度为0.9704，且AR根均小于1，说明VAR模

型估计的效果较好（见表4和图5）。

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

图5 VAR模型的AR根倒数分布图

通过上面的检验结果可知，六个变量之间可以进行脉冲响应函数分析。由于本文主要研究的

是同业拆借利率、法定存款准备金率、国内生产总值增长率、不良贷款率和超额准备金率对流动

性缺口率的影响，因此只给出这五种脉冲响应结果，如图6所示。

分析结果显示：短期来看，各变量产生一个正向冲击时，流动性缺口率的变化情况。一是当

同业拆借利率产生一个正向冲击时，说明同业拆借市场资金紧张，因此加剧了商业银行的流动性

缺口；二是当GDP增速产生一个正向冲击时，由于宏观经济环境改善，市场预期较好，为满足巨

额固定资产投资需求，银行新发放中长期贷款意愿增强，派生存款等一定程度增长，期限错配程

度有所减缓，进而导致流动性风险下降；三是不良贷款率产生一个正向冲击时，在监管考核和利

润趋势下，会驱动商业银行进一步审慎经营，合理配置资产负债期限结构，因此会降低商业银行

的流动性风险；四是法定存款准备金率和超额存款准备金率产生一个正向冲击时，存款准备金率

的“强心剂”作用发挥，银根迅速收紧，短期内将导致流动性风险加剧。

68

2019年第1期

-2

-1

0

1

2

5 10 15 20 25 30

Response of LD to TYRATE

-2

-1

0

1

2

5 10 15 20 25 30

Response of LD to GDP

-2

-1

0

1

2

5 10 15 20 25 30

Response of LD to ZB

-2

-1

0

1

2

5 10 15 20 25 30

Response of LD to BL

-2

-1

0

1

2

5 10 15 20 25 30

Response of LD to CZ

Response to Cholesky One S.D. Innovations ?2 S.E.

图6 脉冲响应图（30期）

五、结论与建议

（一）研究结论

本文通过理论分析和实证检验可得出以下结论：一是商业银行期限错配是引发流动性风险的

主要原因；二是以某城市商业银行近几年数据为例，通过H-P滤波法测量其流动性缺口表明：该

商业银行近几年到期资产不足以偿还到期负债，存在一定流动性风险。三是商业银行流动性缺口

与相关影响因素的关系分析中，从短期看，流动性缺口与同业拆借利率、法定存款准备金率和超

额准备金率呈正相关关系，与GDP和不良贷款率呈负相关关系；从长期看，流动性缺口与同业拆

借利率、GDP呈正相关关系，与不良贷款率、法定存款准备金率和超额准备金率呈负相关关系。

（二）相关政策建议

1.商业银行应注重审慎性经营管理

一是商业银行应充分认识期限错配与流动性风险之间的作用关系，加强资产负债管理，提高

资产运用质量。二是在经营活动中处理好盈利性与安全性、流动性的关系，不能一味追求盈利性

而忽略安全性和流动性，一定要严格遵守计划且在资金范围内合理发放贷款。三是商业银行建立

资金调节系统，以安排调度各分支机构的资金头寸，提高商业银行的流动性，防范存贷期限错配

的流动性风险。四是有序推进业务创新。资产业务创新可以提高银行资产的流动性，推动中长期

信贷资产证券化，实现信贷资产信用的增级和流动性的提升。负债业务创新有助于缓解利率市场

化带来的存贷期限错配加剧。商业银行应该在风险可控的情况下适当增加对金融衍生品的开发和

投资，增强主动负债的风险规避能力。

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

69

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

2.监管机构应全面构建流动性风险管理体系

首先，要进一步完善商业银行流行性监测机制，完善相关监测指标，注重存量业务测度和流

量业务测度相结合，全覆盖实施对商业银行资产负债业务流动性的动态监测。其次，注重流动性

监管协作。加强“一行三会”监管部门的合作，注重银行、证券、保险以及新金融业态业务交叉

隐性风险，防范表内业务与表外业务风险的交叉传递，实现微观监管和宏观审慎监管的紧密结

合。第三是强化表外业务的规范管理，加强表外理财业务信息披露，强化通道类业务的穿透式监

管，审慎推进金融业务创新。

3.政府引导完善金融市场

首先，政府应倡导丰富融资模式，在发展间接融资的同时，更要注重直接融资模式的发展，

避免银行信贷长期“一方独大”的弊端，提升银行抗风险的能力，增强金融体系弹性，减少商业

银行流动性风险。其次，政府部门应引导建立不良贷款联合处置机制，增强不良贷款清收和处置

效率，加强金融生态环境建设，提升商业银行信贷资产质量。

参考文献

[1]郭林，车士义．商业银行资产负债期限错配问题及对策[J]．现代管理科学，2017（10）:45-47.

[2]彭建刚，刘佳，邹克．宏观审慎视角下存贷期限错配流动性风险的识别与控制[J]．财经理论与实践，2017

（7）:2-8.

[3]王一鸣，梁志兵．期限错配、流动性危机和资产价格——理论模型和数值模拟[J]．南方金融，2015

（3）:21-26.

[4]乔海曙，熊正德．我国商业银行资产负债流动性风险管理研究[J]．南京金融高等专科学校学报，2000

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[5]付强， 刘星 ，计方．商业银行流动性风险评价[J]．金融论坛，2013( 4) :9-16.

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[7] 尚航飞．中国商业银行流动性风险监管研究[D]．天津财经大学博士论文，2016.

[8]白塔林夫．金融危机对我国资产负债期限错配程度不同的商业银行的影响分析[D].南京理工大学硕士论

文，2016.

[9]赵倩．期限错配下银行短期流动性风险研究[D]．湖南大学硕士论文，2016.

[10]边雅媛．我国上市银行期限错配下流动性风险测度研究[D]．北京交通大学硕士论文，2015.　　　

70

2019年第1期

Analysis of Liquidity Risks Measurement and Influencing Factors in Light of the Maturity Mismatch of Commercial banks

RAN Ruipei

（The PBOC，Wanzhou Central Sub-Branch）

Abstract：Based on China’s new macroeconomic and financial situation, this paper analyzes the relationship between

the maturity mismatch of commercial banks and liquidity risks. On this basis, taking a city commercial bank as an example, the

HP liquidity analysis method is used to measure the liquidity risks under the maturity mismatch circumstance. The result shows

that the commercial bank has certain liquidity risks in recent years. Then, through the establishment of the panel data model,

the influence of external related factors on the liquidity risks under the maturity mismatch of commercial banks are further

analyzed. Studies have shown that macroeconomic growth, interbank offered rates, non-performing loans, and deposit reserve

ratios have varying degrees of impact on liquidity. Accordingly, the corresponding countermeasures are proposed.

Key words：Maturity Mismatch; Liquidity Risks; Hodrick-Prescott Filter; VAR

（责任编辑：张赶）

金融调控商业银行期限错配下流动性风险测度及影响因素分析

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

互联网金融特质性风险及监管政策研究

摘 要：互联网金融作为金融业融合互联网衍生形成的一种新型金融模式，其具有技术

性、技术与制度二重性以及认知性等特质性风险。本文在分析互联网金融特质性风险的基础

上，对已颁布的监管政策进行梳理，揭示目前监管政策的缺陷，提出监管政策改进建议：健全

和完善互联网金融监管的规章制度；引入监管沙盒试点，紧扣“四个核心”的监管沙盒机制来

助推金融创新；从政府、企业与行业协会三方着手，构建市场准入与退出机制；加强互联网金

融消费者权益保障。

关键词：互联网金融；风险；监管沙盒；创新

中图分类号：F830.2 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0071-08

林欣 杨嘉怡（广东技术师范大学财经学院，广东 510665；

广东省互联网金融工程技术研究中心，广东 510450）

收稿日期：2018-12-19

基金项目：广东省哲学社会科学基金项目“互联网金融背景下小额贷款公司可持续发展及其监管研究”

（GD14XYJ15）、广东省教育厅特色创新项目“新型互联网民间金融的模式创新及风险防范研究”（2014WTSCX077）。

作者简介：林欣，广东技术师范大学财经学院副院长、博士后、副教授，兼任广东省互联网金融工程技术研究中心

副主任。研究方向：互联网金融、金融风险管理。

杨嘉怡，研究生。研究方向：互联网金融。

全球范围内，互联网金融崛起势头越来越迅猛，金融业借助互联网所带来的高收益是传统金

融业所不能比拟的。然而，其产生高收益的同时，风险事件也被频频爆出，国家层面越来越重视

互联网金融的监管。从2014年到2018年，中央政府发布的政府工作报告可以看出，对互联网金融

发展由开始的“促进发展”转为“规范发展”，再到“高度警惕”、“整顿规范金融秩序”。但与

互联网金融快速成长相比，监管仍然存在较多的缺陷。一是互联网金融本身特性所决定，极容易

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2019年第1期

“变种”，具有多变性和多向性，法律法规的制定滞后于互联网金融的发展；二是国家层面上对

互联网金融发展总体呈现先发展后规范的包容之态，在政策上对其监管偏向宽松；三是监管层对

互联网金融特质性风险的识别与把握不够，在互联网金融风险事件爆发且形成一定范围的损失才

制定相应监管条例与法规。因此，本文从互联网金融特质性风险出发，分析监管政策现状及存在

的缺陷，提出政策改进建议。

一、互联网金融的特质性风险

作为一种新型金融模式，互联网金融是互联网与金融业融合而成的，它所具有的风险有别于

传统金融，有一定的特质性，主要表现在四个方面：一是技术性风险，二是欺诈性风险，三是技

术与制度二重性风险，四是认知性风险。

（一）技术性风险。信息技术的发展，特别是移动互联网技术的突破，互联网金融才得以快

速发展。因此，可以认为信息技术是互联网金融发展的核心基础，而信息技术安全稳健对互联网

金融行业的发展起着关键作用。如果涉及技术专业性和技术容量的环节一旦出现问题，如计算机

网络传输故障，病毒感染，黑客攻击，互联网平台技术容量小等，都会导致风险的发生，技术风

险一旦发生，加之互联网传播快等特性，极易爆发大面积、大范围风险事件。

（二）欺诈性风险。互联网金融时代，客户只要通过网络就可完成绝大部分的业务，不再需

要服务提供商与客户面对面打交道，这就给欺诈者带来了伪装信息的机会。欺诈者利用互联网技

术极易伪造虚假信息，并且互联网交易具有虚拟特性，交易双方无法通过有效渠道核实对方信

息。与传统金融相比，互联网金融的欺诈风险特质性主要表现在：一是欺诈者可以利用互联网技

术伪造虚假信息，而传统金融局限于时间空间，大多是“熟人交易”，因此互联网金融时代欺诈

成本低于传统金融时代，且欺诈手段呈现多样化特征；二是互联网交易虚拟特性决定了交易双方

在线上进行即可，这大大增加了欺诈风险，这也是特质性所在。

（三）技术与制度二重性风险。风险发生的根源是不确定性所导致的，而技术与制度的二重

性是导致发生不确定性的原因，兼容的制度与技术可以降低不确定性，反之，技术与制度的冲突

则增大不确定性的发生。具体来看，技术与制度二重性风险主要表现在：一方面是现有的法律制

度跟不上互联网技术的创新发展，大大增加了交易的不确定性；另一方面是新的法律制度存在

“灰色地带”，易导致“搭便车”现象的产生。由于互联网金融具有“跨界和跨领域”的特性，相

对于传统金融，新的法律制度更加难以囊括互联网金融风险防控的全方位，更加剧了风险的不确

定性，使得互联网金融行业技术与制度二重性风险特质更为明显。

（四）认知性风险。认知性风险是互联网金融行业特有的，是由互联网金融行业的主要消费

群体“长尾客户”所形成的。由于金融的特性，传统金融服务对象大都为“中高端人群”，互联

网金融以其便利、成本低廉等特性服务了传统金融领域之外的人群，称之为“长尾客户”。“长

尾客户”对金融整体呈现出认知偏差，且具有风险识别和承受能力较弱的特性，极易出现个体与

集体非理性从众现象，因此，认知性风险在互联网金融领域发生的可能性更高。

金融监管互联网金融特质性风险及监管政策研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

二、互联网金融的监管政策现状

现行监管政策大多数从互联网金融业态发展状况入手制定，然而金融业与互联网的融合必然

决定了互联网金融行业发展的多向性与多变性。接下来我们从近三年已颁布的监管政策来分析

监管现状。2015年，央行发布的《指导意见》意味着互联网金融正式列入国家规范工作，因此从

2015年为起始点整理了已颁发的17条主要政策法规。从现有的已颁布的政策的文件来看，国家层

面上对互联网金融的规范与健康发展越来越重视，相应出台了不少监管措施。通过梳理，我们发

现仍存在以下缺陷。

首先，大多政策法规都是以“意见、指引、办法和暂行办法”等形式颁发，且发文的部门较

多，有国务院办公厅、央行、银监会、中国互联网金融协会等，可见尚未建立完善系统的监管体

制。针对互联网金融行业具体业态，也缺乏针对性的具体的监管措施，现有的法律制度落后于互

联网金融发展，制度与技术的不匹配增加了不确定性，使得互联网金融制度与技术二重性特质风

险提高。

其次，关于互联网金融领域具体业态准入与退出机制的法律法规少，仅有2015年央行颁布的

《指导意见》。《指导意见》虽明确划分界定了互联网金融不同业态及相应的准入条件，但缺乏

具体业态准入条件限定，仅仅是对互联网金融已存在的大致分类的业态做出规定，在操作层面上

也并未落地。究其原因，立法层面上缺乏清晰可行的市场准入与退出机制；关于信息披露的法规

也偏少，如2016年10月中国互联网金融协会颁布的《互联网金融信息披露个体 网络借贷》，其规

范范围限于个体网络借贷，具有一定的局限性。一般而言，信息披露机制的完善可以降低信息不

对称性，市场准入与退出机制的建立与完善可以有效排除部分不良企业，降低互联网金融行业欺

诈风险等其他风险发生的概率。所以，相关信息披露机制和互联网金融市场准入与退出机制的监

管法律法规缺乏，使得互联网金融欺诈特质性风险更为明显。

再次，所颁布相关政策法规中鲜有涉及到互联网技术安全问题和标准的法规。在现行监管体

制下，社会各界着重于金融行业本身的风控管理，对因互联网技术形成的风险则较少关注。而互

联网金融恰恰是依托于稳健的互联网技术才得以快速发展，一旦出现技术性问题，加之互联网传

播极快特性，极易爆发大范围大面积风险事件。因此技术特质性风险管控应该成为互联网金融风

险控制的一大关键点。

最后，消费者信任是互联网金融市场得以发展壮大的关键因素，然而现有的法律法规较少涉

及互联网金融消费者保护，社会上也较少开展相关互联网金融基础知识教育，制度层面与实务层

面均较少涉及消费者，从而加剧互联网金融认知风险的产生。因此，与消费者相关的法律法规的

欠缺也是现行监管体制下存在的问题之一。

74

2019年第1期

三、我国互联网金融监管的改进措施

中国互联网金融处于快速发展时期，如果出现一些较大的风险性事件，会因为传染性而影响

其他金融机构和部门，作为互联网金融规模最大的经济体，我国更有义务和责任在引领创新发展

的同时做好互联网金融风险管控，特别是在创新金融风险管理理念、技术和方法上做好推动和引

领，促进互联网金融的健康发展。

（一）完善互联网金融监管的法律法规

互联网金融是金融创新，法律法规的制定要有一定的前瞻性，特别是创新和监管之间的边界

要把握好。目前，我国关于互联网金融监管的法律和法规的条文较为笼统和模糊。例如，2015年

7月的《指导意见》，虽明确划分界定了互联网金融不同业态及相应的准入条件，但缺乏具体业

态准入条件限定，仅仅是对互联网金融已存在的大致分类的业态做出规定；2015年年底的银监会

《P2P意见征求稿》没有对互联网金融行业以及细分领域进行较为严格的界定；2016年8月，银监

会等部门发布了《网络借贷信息中介机构业务活动管理暂行办法》，该文件虽然对P2P行业形成

较为完备的监管体系，但其监管主体不明确，导致操作层面存在执行障碍。因此，有必要完善一

整套的互联网金融法律法规，专门规范互联网金融发展，包括涉及到的网络技术、隐私保护、电

子协议等。另外，尽快成立互联网金融技术标准化组织。

（二）完善市场准入与退出机制

近年来，由于互联网金融行业准入门槛低，诸如P2P平台卷款跑路现象时有发生，引发金融

风险。2015年，国务院发布了《国务院关于印发推进互联网金融发展规划（2016—2020年）的通

知》，其中明确强调了要加快制定行业准入标准和从业规范。随后，央行发布《指导意见》，其

中明确划分界定了互联网金融不同业态及相应的准入条件，但在操作层面上未有实际性效果。究

其原因，立法层面上缺乏清晰的具有可行性的市场准入与退出机制。因此，应建立完善互联网金

融行业准入与退出机制，有效排除部分不良企业，降低金融风险。

根据行业对象性质，分为经营者和投资者。在经营者准入标准制定上，应从其资金，技术和

人员三个方面制定相应标准，具体如下：（1）资金上，入驻企业要满足相应行业的资金标准，在

注册资本金以及平台风险准备金标准制定上，其最低要求应将一部分企业剔除在外；（2）技术

上，应制定互联网金融各个业态技术标准，企业必须满足技术标准才给予准入资格；（3）从业人

员上，主要是对中高层管理人员进行风险偏好测试以及信用等级评估，制定相应的准入标准及从

业年限以及资信水平标准。

在投资者准入标准制定上，应从其风险承受能力与识别能力上制定相应标准。在风险承受能

力上，已有研究表明风险承受能力与资金实力呈正相关，可通过制定投资者准入资金最低标准

来判断其风险承受能力；在风险识别能力上，通过揭示互联网金融各个业态的风险，确保投资者

对行业风险有充分认识。此外，可以借鉴美国的信息技术统一评级体系—URSIT进行风险量化监

管，该体系将风险程度从低到高量化为一至五级，尽可能地消除投资者的认知偏差。

金融监管互联网金融特质性风险及监管政策研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

此外，科学合理的退出机制有助于降低企业“卷钱跑路”事件发生的概率，降低企业因经营

不善随时退出引发的金融风险概率，退出机制的制定应着重考虑企业退出前提与条件，消费者权

益保障等问题。

（三）完善行业协会外部监管职能

行业协会的建立，一方面，可以避免政府过度干预，另一方面，对行业发展起到约束作用。

当前，中国互联网金融协会已经成立，然而其主体地位被弱化，成为政府监管的辅助性工具和手

段。因此，应给予行业自律协会一定的主体地位，赋予其一定的处罚权利。与此同时，科学合理

的行业自律规约也需要与时俱进，这样才能对协会成员起到约束和自律作用，促进市场有效竞

争。此外，为了防止协会成员将行业协会变为其谋私工具，充分发挥行业协会自律功能，在行业

内部引入监督机制，成立监督部门，规范行业健康有序发展。

（四）引入监管沙盒创新机制

要防范重大金融风险，要重视但不夸大风险，监管要适度，要保持动态平衡。如何在创新和

监管中寻求平衡点成为当前监管领域要解决的重大问题。从国际来看，已有部分国家和地区实行

监管沙盒来解决“平衡点”问题，监管沙盒正是在“在创新和监管间寻求平衡点，发挥监管助力

创新”理念下的结晶，体现包容性监管原则。运用监管沙盒，互联网金融机构在“沙盒情境下”

对产品服务进行测试，减少测试成本和监管负担；监管主体则以消费者权益为基础，适当放宽监

管，允许产品服务“犯错”，为互联网金融创新剔除规则阻碍，加大风险管控力度。

目前，中国已具备实施“监管沙盒”的基础条件，可以借鉴在特定领域范围内引入沙盒监

管。从政策层面上看，对互联网金融监管总体呈现“先发展后规范”的开放包容之态，大力支持

互联网金融创新发展；从实务层面上看，我国部分地区已实施金融改革试点，采取“先试点，再

总结，后推广”的模式，可以有重点、有步骤、有针对性地推进金融改革试点开展，这与沙盒监

管“先试行后推广”理念不谋而合（潘功胜，2014）。目前，已实行监管沙盒的国家和地区分别

有英国、新加坡、澳大利亚和中国香港等，其监管沙盒的实施各有侧重，但都重视产品或服务实

质性创新以及对消费者权益保护。自英国推行监管沙盒以来，新加坡、澳大利亚等国家也陆续实

行监管沙盒。其中，英国和新加坡的监管沙盒机制比较完善和成熟，因此以英国和新加坡为例，

在比对研究的基础上为我国引入监管沙盒提出建议。

1.监管沙盒准入限制

虽然英国、新加坡在监管沙盒的测试条件上各有侧重，但其都强调申请监管沙盒测试的产品

及服务具有实质性的创新，对于企业规模、类型及组织结构等则限制较少。因此，互联网金融产

品及服务是否有真正意义上的创新或技术突破点，成为监管沙盒测试准入门槛的关键点。对此，

监管机构应秉持“技术中立”态度，按照“实质重于形式”原则进行“穿透式”监管，透过互联

网金融产品的表象，鉴别其产品创新本质。

2.监管沙盒的环境构建

监管沙盒机制本质上是解决“创新与监管之间平衡点”问题，对互联网金融创新发展应体现

开放包容态度。在这种环境下，监管沙盒机制能否以开放包容之态看待测试产品创新，能否依赖

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2019年第1期

于监管主体恰当划定测试产品创新的“犯错范围”成为重要的因素。因此，要以开放包容的原则

构建监管环境。监管主体应重新调整其定位，监管主体要有良好的能力应对金融创新，对那些可

以鼓励和支持的做出判断，并进行创新测试。这对监管主体提出了较高的要求。

3.监管沙盒的重心强化

英国、新加坡在实施监管沙盒的同时，均明确要求测试企业对消费者制定清晰的权益保护措

施，包括知情权、退出安排及相应的赔偿等。监管沙盒支持的产品创新是基于该创新或突破是可

以真正改善消费者生活的，其重心是以改善消费者生活和保证消费者权益为基础的，这要远高于

现阶段的“消费者权益保护”。为此，应对参与测试的企业进行必要的审查，要求测试企业制定

详细可行的消费者保护和赔偿计划及相应的风险防范措施，最大限度地保护消费者权益。

4.建立由行业协会主导的虚拟沙盒

中小微企业创新发展中融资难、融资贵的问题是一直存在的。国家层面的监管沙盒准入条件

较为严苛，规定了测试企业的资本以及风险防控基金等，这在一定程度上就将大部分中小微企业

排除在门外，且参与测试成本较高，这些可能让中小微企业无力负担。而中小微企业总体数量之

大，对中国互联网金融发展具有重要影响。因此除了建立国家层面的权威性的沙盒监管，还可引

入由行业自律协会监控的虚拟沙盒。虚拟沙盒是一种利用云计算在行业间建立和配合的解决方

案，企业可以为其产品或服务进行定制，使用公共数据集运行测试虚拟沙盒，然后邀请企业甚至

是消费者尝试新的解决方案。虚拟沙盒的建立可以有效缓解中小微企业创新产品测试成本高昂的

问题，为中小微企业创新发展提供帮助。

（五）加强消费者权益保障

金融产品是一种典型的以信任为基础的商品，其内在品质的判别在很大程度上依靠于出售商

提供的外在信息。基于消费者的信任，互联网金融市场才得以发展壮大。因此，消费者的信任是

推动市场发展的关键。为此，有必要完善相关机制来加强消费者权益保障。消费者权益侵犯风险

贯穿交易前、中、后，风险的发生与消费者自身认知水平，金融企业或机构以及相应制度完善与

否有关，因此可从以下几个方面来加强消费者权益保护，维系消费者信任。首先，政府需对消费

者进行普及性金融基础知识教育，降低其认知偏差；其次，监管机构与企业共同制定互联网金融

市场的准入和退出体制相应标准，提高准入水平，在准入评判上尤其要关注企业或机构在消费者

权益保障上的措施，其中，行业协会可以充分发挥其监督、规范及自律职能。此外，政府应完善

各行业信息披露机制，有效降低企业提供虚假产品信息的风险；第三，行业协会应建立该行业消

费者权益保障基金，筑起消费者权益保护的坚实后盾；最后，政府应建立官方的在线纠纷解决机

制，提供快捷有效的纠纷解决途径，避免消费者“投诉无门”而丧失消费者信任的事件发生。

四、结 论

现有研究大都是从互联网金融领域行业特性及其风险分析问题进而提出建议，鲜少从政府政

策方面寻源。本文结合互联网金融特质性风险，立足国情，从已颁布的国家监管政策来分析现行

金融监管互联网金融特质性风险及监管政策研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

监管现状及缺陷，提出相关改进建议。中国互联网金融监管要发挥助力金融科技的正向作用，需

做到立法层面清晰明朗，在把握住互联网金融风险特质性的同时，建立健全法律法规，完善市场

准入与退出机制，充分发挥行业协会外部职能，引入监管沙盒助推金融创新，试点建立虚拟沙盒

助力中小微互联网金融企业发展，加强互联网金融消费者权益保障，促进互联网金融行业朝着良

性健康的方向发展。

参考文献

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2019年第1期

The Study on the Idiosyncratic Risks of Internet Financeand Regulatory Policies

LIN Xin YANG Jiayi

（1 School of Finance and Economics, Guangdong Polytechnic Normal University；

2 Guangdong Provincial Engineering Technology Research Center for Internet Financial）

Abstract：As a new financial mode, Internet finance is derived from the combination of finance and internet.

Internet finance has idiosyncratic risks, including technical risks, dual risks of technology and institution, and cognitive

risks. Based on the analysis of the idiosyncratic risks of Internet finance, this paper combs the current supervision

policies promulgated and its shortcomings and puts forward some suggestions for improvement,namely:establishing

and perfecting the rules and regulations of Internet finance; introducing the supervision sandbox to promote financial

innovation, and tightly linking the "four core points" of supervision sandbox mechanism; building a market access

and exit mechanism from the three aspects of government,enterprises and industry; strengthening the protection of the

rights and interests of Internet financial consumers, and promoting the healthy development of Internet finance.

Key words：Internet Finance; Idiosyncratic Risks; Regulation

（责任编辑：田宏明）

金融监管互联网金融特质性风险及监管政策研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

摘 要：当前我国网络借贷服务市场出清速度正不断加快。以“小额”、“分散”和“期限

短”为特征，以服务普惠金融为起点的网络借贷行业，在多因素共振下正面临深度转型。从实

践层面看，我国网络借贷行业面临的“信息中介”定位不清、大数据信用风险管理落地难以及

对投资者不设门槛等三大问题，不仅增加投资者自身面临的信用风险，也对行业稳健发展造成

巨大冲击。建议优化网络借贷平台功能定位、建立和完善网络借贷平台退出机制、设定投资者

准入门槛、推广互联网大数据共享机制建设，同时进一步提升网络借贷行业发展环境。

关键词：网络借贷；信息中介；挑战；转型发展

中图分类号：F832.0 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0079-09

黄余送（中国人民银行金融研究中心，北京 100800）

收稿日期：2018-12-20

作者简介：黄余送，经济学博士，博士后，现就职于中国人民银行金融研究所，副研究员。文章仅代表作者本人观

点，不代表任何机构观点。

P2P 网络借贷（Peer-to-Peer lending）是一种点对点的直接信贷模式。网络借贷公司通过搭

建线上平台，撮合借贷双方达成借贷融资交易，并代表投资方开展贷后管理和收回贷款。在交易

过程中，平台负责项目的信息披露、借款人的信用评级以及后续的资金结算和不良信贷催收等服

务。2007年P2P传入我国，此后在我国迅速发展，特别是2013—2015年上半年，我国P2P网络借贷

平台数量急剧上升，平台交易规模和信贷余额快速增长，成为我国小微企业重要融资来源之一。

但是2018年以来，受多因素共振影响， 我国P2P网络借贷行业进入了低谷期。平台跑路事件

不断出现，负面消息不断涌现，行业发展面临重大考验。从我国网络借贷的行业发展实践来看，

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2019年第1期

平台自身、行业自律组织和监管部门对网络借贷行业定位和发展规则存在不同认知，对网络借贷

利益相关方的监管要求也存在不同理解，由此导致行业发展面临短期动荡局面。完善我国网络借

贷行业发展规则，以更好的契合现实发展需求，并推动网络借贷行业向健康稳健方向转型发展，

已成为各方面临的重要工作。

一、文献综述

随着P2P网络借贷模式兴起，国内外对P2P网络借贷的关注度不断上升，相关研究成果日渐丰

富，本文选择三个重点方面对国内外相关研究文献进行综述。

（一）P2P 网络借贷起源及运营模式

2005 年，ZOPA 作为首家针对个人的小额融资网站在伦敦上线，拉开了P2P 网络借贷的序

幕。经过10 年运营，ZOPA总计撮合约7.5 亿英镑的网络贷款。网络借贷平台Prosper仅2014 年就

累计成交约25 亿美元。在英美等国家，P2P网络借贷已成为除储蓄和传统投资渠道外的另一种选

择，而欧美的成功实践则使P2P网络借贷逐步走向世界（Fabian,2017）。钱金叶等（2012）认为

P2P 网贷起源于民间的“标会”模式，即亲友间通过契约组成的经济互助团体。依靠信息技术，

这种模式被“线上”化，发展为现在的P2P 网络借贷。谢平等（2012）也认为P2P 网贷依靠互联网

技术让熟人借贷实现了跨越空间、时间的交易，通过平台服务将交易范围由亲朋好友扩展到陌生

人。Berger & Gleisner（2015）认为，P2P 网络借贷之所以能在全球范围内快速扩大，主要原因是

作为金融中介的平台发挥了关键作用，通过减少信息不对称，显著改善借款人的信用条件，特别

是对于那些不太受关注的借款人，最终促成交易达成。

有研究认为，当前我国P2P网络借贷可以分为三类：第一类是依赖线下风控的传统模式，该

模式从借款端切入，通过实地认证、抵押担保要求、通过合作方线下推荐客户等传统银行借贷

中的常用手段，从源头上把控或提高借款者的质量。这类模式代表性平台包括“陆金所”、“爱

投资”和“积木盒子”等。第二类是分散投标的风险分散模式。这类模式从投资端切入，由投资

者自担风险，平台引导、帮助、甚至强制要求投资者进行小额、分散投资来降低风险，以“人人

贷”、“拍拍贷”、挖财网等为代表。第三类是债权变现的风险转移模式，通常以P2P借款标的类

型通常为流转标和净值标，代表性平台有“人人贷”、“红岭创投”等。

（二）P2P网络借贷平台性质和作用

总体而言，P2P网络平台为借贷双方撮合资金融通交易，但是各国监管部门对P2P平台的功能

定位不同。如我国监管部门认为，P2P网络借贷法律性质属于民间借贷，受合同法、民法通则等法

律法规约束，P2P网络借贷平台也定位为“信息中介”，但包括理论界在内的各方对这种功能定

位存在较大分歧。于博（2017）认为，应适度放宽合规平台的交易额度，逐渐探索和完善P2P 网

贷金融的职能定位，在兼顾风险的前提下逐步尝试将网贷金融的职能定位从“小微金融”过渡到

“广义金融”。美国、英国等国家对P2P平台并没有明确定位，但平台同样承担着代为选择借款

人的重要职责，且中美英三国网络借贷平台都同样承担着代替投资者进行借款人贷后的信用风险

金融监管我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

81

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

管理职能。由于平台功能定位不同，由此导致监管政策也有差异，我们将在第三部分对此进行综

述。

在信用风险管理手段方面，美国Lending Club和Prosper平台可直接利用FICO分数进行借款者

评级， ZOPA平台与信用评级公司Equifax 合作，根据其信用评分确定借款人的信用等级（冯军

政，2013），而我国目前尚无权威征信机构统一提供个人信用评分，借款页面中的信用评分或评

级都是由各平台自行提供。

由于中外P2P网络借贷平台在信用风险管理方式上的差异，为提升网络借贷行业稳健运行，

需要加快信用体系建设，引入第三方信息强化对借款人信用状况风险披露。陈冬宇等（2012）、

张正平（2013）等认为，应从中国的实际社会需求出发，做好信用立法、系统建设、信息采集、

合理应用等基础性工作。

（三）P2P网络借贷监管相关制度安排

监管制度安排关系到网络借贷行业持久发展竞争力，特别是对正规金融体系相对不发达的中

国而言，合理的监管制度和监管体系，不仅关系到网络借贷行业本身，还关系到平台服务对象未

来的发展。卜亚等（2018）认为，英国作为P2P网络借贷的发源地，其监管体系相对完善，更加注

重从“能力”“诚信”“公正”和“透明度”等方面加强行业自律，较好地适应了P2P网络借贷这

一创新融资工具的发展。美国主要通过美国证券交易委员会（SEC）等政府监管部门对P2P网络借

贷平台实行严格的监管，行业自律性不强；德法两国P2P网络借贷行业的监管体系都以政府监管

为主，其中，德国没有为网络借贷行业设置单独的监管机构和行业协会；法国则把P2P网络借贷

界定为“参与性融资”的范畴，由AMF和ACPR协调监管。

不同于美国以Prosper和Lending Club为主的寡头垄断市场，我国P2P平台数量众多、但模式各

异，并伴随着日趋严格的监管正在呈现高度分化的市场结构特征。张敬辉（2018）认为，我国借

款人与网络借贷平台之间、网络借贷平台与监管部门之间以及网络借贷平台之间存在激烈的市

场博弈行为，影响到信贷体系稳定。对于网络借贷监管，他主张应整合征信数据，完善征信体

系以及征信信息的披露制度，建立P2P平台产品信用评价等级制度以及制定行业自律要求，李强

（2018）认为，结合P2P借贷为直接金融的本质和现阶段我国金融体系的改革趋势，强调“规范”

而非“资质”的备案制式监管是未来行业监管的重点。张海洋理论上证明，信息披露监管要求缺

失是P2P平台采用担保模式进而风险介入的根源所在。

行业自律是网络借贷行业监管的重要补充，卜亚等（2018）分析和比较了英、美等主要发达

国家P2P 网络借贷行业发展的经验，提出促进我国网络借贷行业自律的对策建议，包括：提高行

业协会覆盖率、完善会员惩罚激励机制、丰富平台信息披露内容等。

（四）对国内外相关研究文献的述评

国内外研究人员均从不同视角探讨了网络借贷平台功能、监管模式及网络借贷行业承担金融

服务中介、信用风险管理机制等方面内容，但是作为一个新生行业，网络借贷行业从无到有，在

成长过程中相关问题(如对于我国网络借贷平台的科学定位、网络借贷平台的信息分享机制、网络

借贷平台对于投融资双方的保护等)正在逐步凸显，并严重影响行业健康发展。为此，需要从实践

82

2019年第1期

中出发，总结和探索符合我国实际的网络借贷管理模式。本文将在对国内外相关研究文献综述的

基础上，从我国P2P网络借贷行业发展的实践出发，总结提炼我国P2P网络借贷行业的主要特征，

并从行业发展历程中对当前行业发展的主要问题进行梳理，最后从我国P2P网络借贷行业健康发

展角度出发，提出我国网络借贷行业健康发展的建议。

二、我国网络借贷行业特征

多年来，我国主流数字普惠金融平台一直致力于服务实体经济发展，为小微企业和个人提

供了宝贵的资金支持。同时，投融资双方在实践中充分展现了“小额、分散、期限短”的普惠特

征。

一是信贷交易额度小。小额是网络借贷的主要特征，中西部地区融资者单笔融资额可以低至

数百元。根据零壹财经统计，截至2018年7月20日，我国网络借贷行业累计为2500万左右借款人提

供了7.2万亿元，笔均融资规模为28.8万元。《网络借贷行业2017年度运行报告》数据显示， 2017

年，我国网络借贷行业投资人数与借款人数分别约为1713万人和2243万人，行业年度交易金额为

28048亿元，笔均投资规模为16.37万元，笔均融资规模为12.5万元，是实实在在的小额贷款。

二是资金来源和去向分散。当前我国网络借贷平台注册地相对集中，但资金来源和资金使用

相对分散。据统计，截至2017年末，全国正常经营的网络借贷平台1931家，其中广东、北京、上

海和浙江四省市注册和运行的平台分别为410家、376家、261家和233家，四省市占全国平台数量

的66.29%，贷款余额占89.5%。

由于网络突破空间局限性，网络借贷资金来源和资金流向比注册地分布复杂得多。《中国P2P

平台系列分析报告》指出，上海某P2P平台总部位于上海，但其经营业务却遍布全国，借款人和

出借人遍布全国内地31个省（直辖市、自治区）。其中，在借款人地区分布上，占比最高的5个省

份合计占比为45.1%，而出借人占比最高的5个省份的合计占比为59.7%。作为上海的平台，上海借

款人占比仅为4.9%，上海地区的出借人占比则高达34.5%。①某纽约上市平台注册地位于北京，但

2018年1季度，该平台一线城市借款人占比仅为12.6%。

三是融资期限短。据统计，2013—2017年，我国网络借贷行业平均借款期限分别为4.73、

6.12、6.81、7.89和9.17个月，贷款期限都在1年以内，类似于商业银行提供的流动性贷款。与此同

时，一些平台通过对融资标的期限拆分滚动融资以满足投资者短期偏好，客观上引起了期限错

配，并直接导致当前行业资金流出加剧时平台的流动性危机。

网络借贷行业“小额、分散、期限短”的行业资金特点，充分显示了其普惠金融属性。由于

借款人缺少抵押品且风险承受能力相对较弱，小额分散模式可分散投资者面临的信用风险；同时

①数据来源：中国P2P平台系列分析报告，http://m.toutiao.manqian.cn/w6z_bMZ5CdUCCJ5.html#

金融监管我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

83

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

小额分散也降低融资者的进入门槛，提升其信贷可得性；期限短则满足小微企业短期生产发展的

资金需求，虽然其综合利率成本比传统商业银行高，但短期快速周转仍能使小微企业有利可图。

从规模来看，2017年，我国P2P网络借贷贷款余额为1.22万亿元，仅为商业银行境内贷款余额

的1%，但服务人群达到2243万人，解决了数量庞大的普惠金融服务对象融资可得性问题。

三、我国P2P网络借贷行业面临的主要问题

2018年6月以来，在多种因素综合影响下，我国网络借贷行业发展已经走到了历史关口，大量

平台相继停业清盘。据统计，2018年上半年我国网络借贷行业停业、清盘及其他问题平台数量合

计达到364家，其中6月份达到98家，7月1-20日，至少有98家平台出问题，另外，还有27家平台出

现部分项目逾期，兑付压力较大。①问题平台数量持续快速增长，引起公共舆论广泛关注并持续

传播，大量投资者出现恐慌性情绪并提前赎回投资，使平台资金流入枯竭，债权转让陷入停滞，

整个网络借贷行业陷入了流动性危机。从当前行业性危机来看，我国P2P行业发展至少面临三大

问题。

一是“信息中介”定位与平台实际功能不符。当前监管部门已明确P2P网络借贷是信息中介，

主要职责是为借款人与出借人（即贷款人）实现直接借贷提供信息搜集、信息公布、资信评估、

信息交互、借贷撮合等服务。为使投资者自行承担信用违约风险，相关监管要求还明确网络借贷

平台不得提供增信，不得设立投资者损失风险备付金，不承担借贷违约风险。但由于投资金额有

限以及其他诸多因素，投资者对于融资方信用状况、交易合同及项目本身既缺少技术分析能力，

也缺少贷后管理必须的信息和关注度。在实践中，基于有限信息的理性投资者通常依托平台对投

资标的进行管理，平台负责从贷前尽职调查到贷后催收的全流程管理，这与监管部门赋予其信息

中介的功能定位明显不一致。

二是大数据信用风险管理技术对绝大多数平台无法推广。依托大数据开展信用风险管理是网

络借贷行业平台核心竞争力，也是金融科技改良传统信贷技术的突破口。网络借贷机构最优业务

模式是利用海量、多维数据源，判断借款人的还款意愿和还款能力，以遴选合格借款人并在线完

成信贷发放和资金回笼。但实践中，绝大多数网络借贷机构囿于数据可得性、规模及技术障碍，

无法真正利用大数据开展信用风险管理。

从数据资源来看，我国互联网征信机构（百行征信）仅对会员开放，少数互联网服务巨头也

因为数据垄断构成了数据孤岛。除了阿里、京东、腾讯等出资搭建的平台可以获得相关数据并

形成使用闭环外，绝大多数P2P网络借贷平台既无法获得多维数据，也缺少开发和利用数据的能

力。在信用风险管理方面，仍需通过线上线下结合的手段，如此直接提升了借款人融资成本。更

①零壹财经：《关键时刻：P2P网贷危机调研报告》，https://mp.weixin.qq.com/s/FZJpM9J1JTvva2xEZE42wA。

84

2019年第1期

为重要的是，绝大多数中小规模网络借贷平台无法通过线下的人海战术管理借款人信用风险，成

为网络借贷行业违约率居高不下的重要诱因。

从征信的信息共享机制来看，由于缺少全覆盖的互联网征信机构，无法形成网络借贷行业黑

名单，使“失信惩戒”的信息共享机制无法发挥作用，放大了借款人道德风险。

三是“投资者不设防”增加网络借贷平台运行风险。当前我国监管部门对网络借贷融资方的

融资规模设定了明确限制，但没有投资者方面的准入门槛。不设立投资者准入标准，原理上与投

资者自担风险、平台只是信息中介的定位是一致的，客观上也有利于更多投资者获得投资机会，

增强投资理财的普惠性，但必须看到，在普遍的刚性兑付习惯下，投资者没有激励机制识别和承

担风险，投资行为具有很强的盲目性和羊群效应；同时按信息中介定位，网络借贷平台不得设立

风险准备金，第三方保险或增信机制在实践中面临高昂的成本加成。这一背景下其实投资者需要

承担的实际风险并不小，必须具有很强的风险识别能力和风险承受能力，否则一旦借款人逾期或

违约，习惯于刚性兑付的投资者就可能集体行动提前撤回投资，甚至采取非理性的维权行为。实

践中，一些平台为了迎合行业普遍存在的期限特征，通过期限拆分和规模拆分，协助借款人实现

资金融通，并设立债权转让平台，协助投资者在必要时转让债权（实际上是投资者对未来现金流

的转贴现）甚至先垫付再转让。当已发布债项流入资金不能匹配流出资金时，该债项就可能陷入

流动性枯竭。事实上，近期P2P平台集中出事，并非就是资产突然恶化，主要原因投资者恐慌转

让债权撤资。

四、对我国网络借贷行业转型的展望及政策建议

普惠金融的难点在于既“普”又“惠”，同时实现商业可持续性。数字普惠金融创新之处，在

于通过互联网大数据技术完成借款人的信用风险甄别和贷后管理，以降低小额贷款的管理成本，

以缓解上述“两难”。P2P网络借贷是我国数字普惠金融的重要组成部分，但绝大多数平台受限

于征信服务，暂无法通过互联网大数据管理信用风险，服务模式创新力度有限，无法有效控制融

资者信用风险。兼顾行业发展规范和现实需要，网络借贷行业发展方向可能有三种：

第一种是互联网小贷，以跨界平台积累数据，并利用数据资源开展在线分析和评估，这是符

合创新导向的数字普惠金融服务模式；第二种是转型为助贷机构，网络借贷平台利用自身积累的

客户资源，帮助商业银行或其他数字金融平台开展信贷服务；第三种是发展成专业化、规模化持

牌经营的网络借贷机构。随着市场出清和行业监管力度不断加强，少数具备规模优势且合规经营

的网络借贷机构，借助于多方数据开展信用风险管理，并通过互联网金融整顿和备案要求实现持

牌经营。上述三种平台，无论未来属于哪种类型，都需要进一步改善监管举措。建议从以下五方

面进一步完善管理措施。

一是完善P2P网络借贷平台功能定位。当前我国P2P网络借贷平台不仅发挥信息中介功能，还

受投资者委托，管理借款人的信用风险、贷后管理以及债权追偿。因此监管部门应扩大对平台的

功能定位，从单纯的信息中介扩展到具有一定信用功能的中介。

金融监管我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

前文中提及的未来P2P转型的三种模式中，第一类互联网小贷公司需持牌经营，纳入《非存

款类放贷组织条例》统一监管，考虑到这类机构不吸收公众存款，一方面监管强度可低于商业银

行，另一方面也须设立高于线下放贷机构的资本等门槛，对其最高杠杆率作明确的数量限制，同

时严格规范监管其资产证券化、债权转让等融资行为。第二类即专业助贷机构仅为信贷类机构提

供从获客到贷后管理流程的外包服务，符合信息中介的定位，无需持牌经营，但一方面需要严格

将其功能限制在助贷范围，另一方面则主要通过规范信贷机构的外包服务控制风险。第三类为继

续保留的P2P服务平台，须持牌经营并进一步优化其功能定位。考虑到其资产端信用风险较大，

且当前信用环境及数据共享机制尚不健全，加之刚性兑付普遍盛行，应将P2P平台定位为“半信

用中介”。可借鉴英国审慎监管和消费者权益保护并行的思路，对实缴资本采取“注册资本+经

营规模资本”（如交易余额的0.5%）要求，提高行业准入门槛，以增加其股东道德风险行为的成

本。同时为提升P2P平台经营稳定性和投资人信心，除了强制平台引入第三方增信或投资者之间

信用保险互助外，还可允许平台经营过程中提取风险准备基金，用于弥补因为平台自身操作失

误、监管处罚等给投资者带来的损失。

总之，针对P2P网络借贷平台的监管力度，需要兼顾包容性和层次性，既要使其与银行以及

非吸储放贷人等信用中介之间不存在明显的套利空间，也要形成从商业银行（吸收公众存款）、

非吸储类放贷机构（小额贷款）到P2P（半信用中介）强度递减的监管制度安排。

二是建立和完善P2P网络借贷平台退出机制。可借鉴美国和英国P2P网络借贷的“生前遗嘱”

退出机制，建立和完善我国P2P网络借贷平台的退出机制。建议股东在向监管部门提出P2P网络借

贷营业申请许可资料中，明确平台未来的收购、兼并和重组处置方式、平台关闭或被收购后的借

贷项目管理计划，以及投融资各方对未来项目管理人变更产生的费用承担方式，确保未到期的借

款项目在平台实际控制人变更前后能得到有效管理，尽可能保障投资人权益。

三是设立投资者准入门槛。鉴于交易的跨时空特征，网络借贷投资行为蕴含巨大潜在信用风

险。在充分揭示风险的基础上，通过设立准入门槛，加强投资者适当性管理，是保护投资者权益

的现实要求。建议参照私募投资者适当性管理方式，同时结合实际可适当降低资产净值或年收入

要求，以切实提升投资者风险认知能力和风险承受能力。

四是推广互联网大数据共享机制建设。应尽快完善互联网数据采集和使用规范，明确互联网

数据应用边界和授权模式，在合理保护消费者隐私的同时，加强大数据在金融管理和金融服务行

业的应用。以百行征信平台为依托，加速整合我国互联网大数据集中整合，按照“市场化经营、

覆盖成本”原则，逐步推动百行征信对所有P2P平台共享数据，实现互联网大数据在P2P网络借贷

平台信用风险管理中的广泛应用。

五是进一步优化网络借贷发展环境。针对当前网络借贷行业性危机，建议监管部门正确引导

社会舆论，防止社会舆论导向过激影响健康合规经营平台的经营发展。加强对网络借贷平台的现

场检查管理，对通过现场检查平台以白名单方式公开发布，引导网络借贷平台合规经营。同时，

做好网络借贷平台大规模集中爆发风险事件的预案，防止P2P行业市场剧烈出清波及我国金融体

系稳健运行。

86

2019年第1期

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金融监管我国网络借贷行业深度转型发展的若干思考

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

Reflections on the Transition and Development ofChina's P2P Lending Industry

HUANG Yusong

（The PBOC, Financial Research Institute）

Abstract：The clearing in the internet lending service market in China is accelerating by present. Characterized by

dispersing，small amount and short-term, the internet lending industry being financial inclusive in essence and influenced by

various factors, has to face deep transition. Judging from practice, this industry is faced by ambiguous position with information

intermediary, hard to access credit risks management through big data and no threshold for investors，which not only increases

the investors’ credit risks, but also impacts the stable development of the industry. This paper suggested improving the

functional position , setting up the exit mechanism, enacting a threshold for investors and promoting the sharing of multi-

dimensional big data, at the same time the development environment for the internet lending should also be improved.

Key words：Internet Lending; Information Intermediary; Challenges; Transition

（责任编辑：王丽纳）

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2019年第1期

做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

摘 要：我国融资融券业务于2010年3月31日正式启动，而作为一种资本市场机制，做空机

制一直以来都饱受理论界和实务界的争议，做空机制对市场波动的影响尚未达成一致结论。本

文考察了做空机制与市场波动性之间的关系。研究发现：（1）在样本期间内，市场波动与做空

机制之间存在长期的稳定关系；（2）买空交易会在一定程度上增加市场波动，而卖空交易会

在一定程度上降低市场波动，但是二者的影响均有限；（3）综合来看，做空机制并不会引起证

券市场的异常波动，即使市场出现了大幅度的震荡，也不是由于卖空机制本身造成的；（4）本

文认为进一步完善做空机制尤其是卖空交易机制有助于稳定市场。本文结论对于评估做空机

制对市场波动的影响，防范经济冲击风险以及加强市场监管具有重要启示。

关键词：卖空；市场波动；融资融券

中图分类号：F832.0 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0088-12

胡松明 邓衢 王磊（北京师范大学经济与工商管理学院，北京 100875；

长城国瑞证券有限公司，北京 100045）

收稿日期：2018-10-31

作者简介：胡松明，博士，北京师范大学经济与工商管理学院副教授，研究方向：资本市场与国际金融；

邓衢，北京师范大学经济与工商管理学院金融学博士生，研究方向：资本市场与公司财务；

王磊，长城国瑞证券有限公司高级经理，研究方向：资本市场。

金融市场做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

一、引 言

2010年3月31日，我国融资融券业务正式启动，开启了卖空交易。卖空交易制度的实施结束了

我国股票市场长期以来的“单边市”格局。融资融券业务已在中国证券市场上运行了九年时间，

随着融资融券业务的持续和深入开展，融资融券的标的证券范围不断扩大，交易金额也在快速增

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

加，做空机制对我国证券市场的影响也在逐渐增强，因此理解和把握做空机制对资本市场的影响

是十分必要的。

然而，鉴于之前我国证券市场禁止做空交易，国内在做空机制方面的相关研究集中于香港等

较为成熟的证券市场，关于我国证券市场与做空机制间关系的研究较少。且做空机制作为一种资

本市场机制一直受到学术界的争议：引入做空机制以后，对证券市场的影响几何？是否会加大市

场波动性？抑或是会平抑市场波动，稳定市场秩序？目前尚没有准确且一致的答案。作为新兴的

股票市场，我国在做空机制方面实现了从无到有的转变，本文从我国做空机制推出以来的交易实

际情况出发，分别从买空和卖空行为两个层面出发考虑对市场波动性的影响，对进一步探讨做空

机制对我国证券市场的影响有着重大的理论和实践指导意义。

本文基于沪深300指数收益率，融资融券交易额日数据，运用计量方法，研究做空机制与市场

波动的关系。研究发现，在样本期间内，市场波动与融资融券交易额之间存在长期的稳定关系；

卖空交易不会引起证券市场的异常波动，即使市场出现了大幅度的震荡，也不是由于卖空机制本

身造成的。

本文的贡献在于：1.通过实证分析做空机制与我国证券市场波动性的关系，深化和拓展了对

该领域相关问题的认识，有利于我国融资融券业务的后续发展；2.自融资融券业务实施以来，许

多学者在研究做空机制的影响时主要集中于“卖空”交易，而忽略了“买空”对股票市场的影

响。而本文不仅分析了“卖空机制”与市场波动的关系，也考察了“买空机制”与市场波动的关

系以及可能产生的影响，较以往的研究相比，更为全面地分析了做空机制（融资融券）对中国证

券市场的影响。3.本文的研究区间为2010年3月31日至2018年12月31日，共2130个交易日；在数据

频度上，我们采用高频日数据，以期能够更好地体现变量的变动方差。与以往文献中采用月度数

据的做法相比，这显然会增加数据的波动性，但同样更能反映指标间的影响关系，结论更为可

靠。

二、文献综述

作为一种资本市场机制，卖空机制一直以来都饱受争议，卖空机制对市场波动的影响尚未达

成一致结论。反对者认为卖空机制的存在会加大市场波动，甚至会引发市场危机，提高市场崩溃

概率；而支持者认为允许卖空交易能够平抑市场波动，起到稳定市场的作用；也有学者认为市场

波动性与卖空机制无显著关联。

Kim Wai Ho(1996)通过对新加坡证券市场的研究发现，卖空限制与股票收益波动间存在显著

的正相关性：对卖空的限制越强，股票收益的波动就越大。James J Angel（1997）考察了在卖空

限制背景下纽约证券交易所144只股票的交易情况后认为，证券市场中股票波动并不是由卖空造

成的，卖空交易并不会造成股票市场的暴涨暴跌，反而会在一定程度上减小股市波动。Harrison

Hong和Jeremy C. Stein (2003)在前人研究的基础上进行了拓展，以投资者的异质性为基础建立了一

个在卖空限制下的代理人模型，发现当证券市场上禁止卖空时，对未来持有悲观信念的投资者不

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2019年第1期

能通过卖空股票获利而无法参与市场，因此证券市场上股票的价格只能反映出对未来最乐观的投

资者的市场预期，而当股票价格上涨到一定程度将会出现下跌，这时那些悲观的投资者所持有的

不利信息将会集聚爆发，导致市场的进一步崩溃最终酿成股灾。Anchada和Hazem (2003)以23个发

达国家的证券市场及88个新兴国家的证券市场为研究对象，在卖空状态不同的背景下对比分析了

个证券市场的股票收益波动情况发现，允许卖空的发达市场其股票收益波动要显著低于禁止卖

空的新兴市场，该结论也得到了Bris et al. (2003) 和Alex Frino(2009)的支持。国内的廖士光、杨朝军

(2005)从实证出发探讨了台湾证券市场的卖空机制与市场波动间的关系，认为证券市场的波动与

卖空机制间不存在显著关系，即卖空机制的实施并不会增加市场的波动。徐海涛(2005)在卖空限

制不同的背景下，考察了13个发达市场和16个新兴市场的交易情况，发现允许卖空并不会引起市

场波动，反而会减小波动，该结论也得到了陈淼鑫，郑振龙(2008 b)的支持。

与该观点相反，一些学者认为允许卖空交易或放松卖空约束会加大市场波动，增加市场的不

稳定程度，尤其在市场下跌时使情况雪上加霜。而实施卖空限制则会在市场下跌时阻止市场中

的恐慌性抛售，阻止市场的进一步下跌，缓解金融危机。Bogen and Krooss(1960) 以“金字塔—倒

金字塔”效应为基础，认为市场上的信用交易会加大股票价格的波动。Brent等(1990)对Bogen and

Krooss(1960)的结论进行了拓展和补充，认为空头净额高即卖空率较高的股票，他们的风险系数β

值更高；而且，当允许卖空且相关信息披露程度较低时，市场上的投资者是出于指数期货套利的

目的而进行交易，该结论也得到了Aitken et al. （1998）的支持。Eric C.Chang（2007）从波动性和

价格发现功能两个方面探讨了香港证券市场上卖空机制对股票的影响，发现当香港证券市场市场

解除卖空限制后，在卖空列表里的股票相对于不能进行卖空的股票而言，个股收益率更倾向于负

偏度，表现出更强的波动。在国内，占蕙颖(2010)对比分析了卖空机制推出前后上海证券市场上股

票的波动性和流动的变化，发现当允许卖空之后市场的波动性和流动性都增大了。胡华锋(2012)

探讨了香港证券市场上卖空交易与市场波动性的关系，得出卖空机制与市场波动之间存在显著关

系：卖空机制的实施会增大市场波动。

但是也有研究显示卖空交易与市场波动无显著联系。市场的波动的增加或者减小取决于市场

中投资者的类型、投资者的跨期弹性及信息披露程度等因素。Figleshki，Stephen&Webb（1993）

实证检验了卖空交易、期权交易和市场波动的关系后得出：卖空交易有利于提升市场的有效性和

信息效率，因为卖空交易最终需要投资者进行平仓，因此被卖空的股票向市场传递出在未来该

只股票表现不佳；但是卖空交易与市场波动间没有显著相关，即卖空机制与市场波动没有关系。

该观点也得到了Senchack and Starks(1993)、Woolridge和Dickinson (1994)、Porter和Smith ( 2000 )、

Battalio and Schultz (2006)、Saffi and Sigurdsson(2011)、Chan Shik Jung(2012)及我国学者廖士光和张

宗新(2005)、王旻、吴淑馄 (2008)等人的支持。

综上所述，国外对做空机制对市场波动性的影响的研究比较成熟，而国内关于做空机制与整

体市场的研究较少，主要集中于香港、上海和深证单个证券市场的研究，鲜有将沪深两市作为整

体进行分析。本文选取沪深300指数收益率（日数据）22天滚动标准差作为市场波动性指标，以

VAR模型为基础分析做空机制与我国证券市场的波动的关系，丰富了现有的理论，深化和拓展了

金融市场做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

对该领域相关问题的认识，并为我国融资融券交易的后续深入发展提供参考依据。

三、理论基础及研究假设

（一）做空机制对市场波动影响的理论基础

做空机制作为新推出的资本市场制度肯定会对证券市场的运行产生影响，以下三种理论在自

有的逻辑和框架下，从不同角度出发提出假设，分析了做空机制对市场波动的影响，进而得出做

空机制的实施对市场波动性影响的结论。

1.现值理论

经典的经济学理论认为，股票价格围绕其真实价值上下浮动，而股票的真实价值是由企业的

融资活动、投资行为产生的未来现金流量进行贴现决定的，这就是现值理论。

因此，从现值理论出发，股票价格以及收益率的变化仅仅同相对应的上市公司未来现金流相

关，不会受到证券市场上新制度如融资融券业务推出或实施的影响。也就是说，在现值理论的分

析下，做空机制的实施不会对上市公司的投资行为、公司业绩和经营情况产生影响，因此也不会

对指数收益率产生影响，从而不会引起证券市场波动性的变化。

2.投资者信息不对称下的投资者异质性

信息不对称指的是在市场经济活动中，交易信息在市场参与者间的分配是不均匀的，因此，

相较于信息较少的个体，信息多的交易者在交易活动中会处于更有利的地位。投资者的异质性是

指交易者在进行投资决策时所持有的对市场未来的预期不同。因此，在该理论的分析框架下，市

场交易发生的一个十分重要的原因在于交易双方对于资产价格的预期不同，而这种预期的分歧是

由于信息不对称导致的。

这一情况在当涉及到资产投资时更加明显：投资者根据自己掌握的信息不同会对资产价格产

生不同的预期，投资者基于这些预期进行交易。因此，及时拥有实体经济相关信息的投资者处于

交易优势地位，而没有相关信息或信息滞后的投资者则会在交易中处于不利的地位。

另外，交易量的大小也反映了交易双方对于预期价格的分歧：成交量越大说明投资者对资产

价格的预期分歧越严重，股票价格的变化幅度越大，市场的波动也会随之越大。当市场上存在卖

空限制时，对未来持有悲观信念的投资者不能通过卖空股票获利而无法参与市场，因此证券市场

上股票的价格只能反映出对未来最乐观的投资者的市场预期。那些悲观投资者所掌握的不利信

息将无法在市场上释放出来，也无法表达自己的观点。而当市场上允许卖空交易时，无法确定证

券收益波动的变化。第一，做空机制的实施允许对资产预期价格持悲观信念的投资者通过卖空交

易向市场传递自己的意见，因此避免了市场上的股票价格只能反应乐观投资者的信息的情况，从

而减少了由此引发的股票价格高估和过度波动。在这种情况下，做空机制的推出能够平抑市场波

动；另一方面，做空机制使得更多的投资者参与市场活动，而随着投资主体的增加，对市场预期

的差异也会增强。这种异质性的扩大不仅会体现在卖空交易量上，也会体现在资产价格变动上。

因此，从这一层面上来看，做空机制的引入会加大市场波动。第三种，也是最为主流的一种理论

92

2019年第1期

认为，融资融券业务的开展会对整个证券市场产生扰动（市场波动采用具有代表性的市场指数表

示）。由于融资融券交易信息都会在次一个交易日面向市场公开发布，在信息不对称的背景下，

那些由于掌握较少信息而在交易活动中处于不利地位的投资者会在很大程度上根据这些已发生

的滞后信息进行决策、指导接下来的投资活动——进行同方向的交易，而这一操作将会加剧前一

个交易日中融资融券业务对市场波动的影响。因此，做空机制将会在短期内加大市场波动。然而

从长期来看，做空机制能够提高市场的价格发现功能，能够平抑市场波动。

3.噪音理论

行为金融学将投资者划分为理性投资者和噪音交易者两大类。市场上有一些投资者由于无法

及时获得相关交易的内部信息，因此将市场上产生的无用噪音当做有效信息来进行决策、指导投

资活动，这些交易者就被称之为噪音交易者。噪音交易者与理性交易者在投资决策上的行为方向

是相反的。噪音交易者这种由于主观信念错误地利用噪音进行交易的行为会影响资产定价，“扭

曲”资产价格，从而进一步引起噪音波动。噪音交易者普遍存在于世界各国的证券市场，我国的

噪音交易现象也十分严重，这也是引起市场过度波动的原因之一。

做空机制作为一种信用交易机制能够为理性投资者所运用，从而完善市场的价格发现和定价

功能，减小市场波动。但任何事物都有其两面性，噪音交易者的存在会利用做空机制放大噪音交

易，产生噪音波动，进而引起市场更大幅度的波动。

以上三种理论在自有的逻辑和框架下，从不同角度出发，分析了做空机制对市场波动的影

响。但是，由于我国证券市场的波动受到各方面复杂因素的影响，仅仅采用一种或两种理论无法

全面的解释做空机制与市场波动的关系。因此，本文仅以上述三种理论为基础，作为能够解释实

证分析结果的参考。

（二）研究假设

有了上述的理论基础作指导，我们可以提出以下几点假设：

在做空机制推出以前，市场上存在卖空限制，对市场持有悲观预期的投资者无法参与市场，

相应地，他们掌握的不利消息也无法在市场上传递出来。因此，股票价格只能反映出那些乐观的

投资者预期，在市场上传递的也是他们所掌握的乐观信息，股价会存在被高估的情况。而当股票

价格上升到一定程度，被隐藏的悲观信息集中爆发时，会加大股票的波动程度，容易引起市场危

机的发生，而融资融券的推出结束了我国“只能做多，不能做空”的交易模式，对市场持不同预

期的投资者都可以通过融券卖空进行交易向市场传递自己的信息，因此会使股票价格在合理区间

浮动，不会引起市场的过度波动。由此，提出研究假设1：

假设1：做空机制的实施不会引起我国股市的过度波动。

融资融券业务运行到现在，虽然融资融券交易额不断攀升，但同整个市场的交易情况相比，

其所占的交易比例仍然不高；另一方面，同卖空交易相比，传统的做多交易仍然处于主体地位，

卖空交易尚未十分活跃，融资融券制度尚未充分发挥出其积极作用。且沪深证券交易所发布的卖

空标的股的标准较高，市场参与者能够进行卖空交易的股票十分有限。由此提出研究假设2：

假设2：现阶段我国的做空机制其对市场的积极影响还不充分。

金融市场做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

93

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

四、实证分析

（一）指标选择及变量定义

本文旨在研究做空机制与整个而不是单个市场波动间的关系，沪深300指数作为市场具有代

表性的指标能够很好地描述沪深两市的整体情况，因此选择沪深300指数收益率标准差作为市场

波动性指标。本文的样本区间为2010年3月31日至2018年12月31日，共2130个交易日。本文的融资

融券数据来自沪深证券交易所信息披露板块，沪深300指数数据来自WIND资讯。

本文数据定义如下：

（1）将沪深两市每日融资买入额（l）简单相加用以描述融资买空交易（L）。

（2）将沪深两市每日融券卖出额（s）简单相加用以描述融券卖空交易（S）。

（3）为方便后续模型建立及实证分析，对相关数据取对数：

L=ln（l），S=ln（s）

（4）沪深300指数日收益率：

Rt =In（Pt）-In（P（t-1））

其中，Rt为第T日沪深300指数的收益率，Pt和P(t-1)分别为第T日和第T-1个交易日沪深300指数

的收盘价。

（5）波动性指标（VOL）。本文选取沪深300指数收益率（日数据）22天滚动标准差作为市场

波动性指标，计算方法如下：

将二十二个交易日视为一个月，计算收益率的月方差和标准差，然后依次向后滚动进行计

算，即：从研究区间的第一个交易日开始作为标准差计算的起点，第一个滚动标准差为第一个交

易日至第二十二个交易日的标准差，第二个滚动标准差为第二个交易日至第二十三个交易日的标

准差，以此类推，最后得到2109个标准差，也就是市场波动性的衡量指标。

（二）单位根检验

由于本文所采用的数据（日融资买入额，日融券卖出额和收益率标准差）都是时间序列数

据，需要判断变量序列是否平稳，以免出现“伪回归”的问题影响研究结果。因此，本文采用单

位根（ADF）检验，检验结果见表1。

表1 原序列的ADF检验结果

变量 统计量 1%临界值 结论

Vol -3.617 -3.430 平稳

L -4.770 -3.430 平稳

S -8.689 -3.430 平稳

94

2019年第1期

从表1可以得出：市场波动性、买空交易和卖空交易时间序列ADF检验的1%临界值均

为-3.430，且三组原序列的统计量同时小于其临界值，说明市场波动性、买空交易和卖空交易的

原序列均为1%的显著性水平下的0阶单整平稳时间数列，后续实证分析将以此为基础建立VAR模

型。

表2 变量平稳性随样本区间扩大而增强

变量 统计量 1%临界值

样本区间截止日 2013.12.31 2015.12.31 2018.12.28

VOL -3.895 -3.174 -3.617 -3.430

L -3.738 -3.696 -4.770 -3.430

S -6.227 -7.251 -8.689 -3.430

如表2所示，值得注意的是，随着样本区间的不断增加，三者的平稳性也得到显著提升。除波

动性时间序列外，买空交易和卖空交易时间序列的稳定性均随样本区间扩大而得到增强，因此其

稳定性在未来更长期样本下可以大概率维持相似特征。

（三）协整检验

协整检验用以判断市场波动性与买空交易和卖空交易间是否具有长期的均衡关系。在上文的

单位根检验的基础上，本文运用基于VAR的Johansen检验，对三者的关系进行协整，以验证它们

之间是否存在所谓的协整关系。此外，根据AIC和SC信息准则，确定最佳滞后期为3。协整检验结

果如表3所示。

表3 VOL与L，S协整检验结果

rank 迹统计量 5%临界值 结论

0 124.2210 20.97无法拒绝假设：至少存在一个

协整关系1 11.9747 14.07

2 5.1087 3.76

从表3中可以看出，市场波动性，买空交易和卖空交易在5%的显著性水平下至少存在着一个

协整关系，即空机制与市场波动之间确实存有某种稳定的长期相关关系。

（四）格兰杰因果检验

在上述研究的基础上，我们采用格兰杰因果检验法来进一步分析市场波动性，买空交易和卖

空交易间的因果联系，并论证实证结论的稳健性。如上，本文确定最佳滞后期为3（P=3）。检验

结果如表4所示。

金融市场做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

表4 变量间格兰杰因果检验结果

零假设 卡方统计量 P值 结论

Vol does not Granger cause l 9.21 0.0266 拒绝原假设

l does not Granger cause vol 6.2 0.1021 不能拒绝原假设

vol does not Granger cause s 5.86 0.1186 不能拒绝原假设

s does not Granger-cause vol 2.21 0.5307 不能拒绝原假设

从表4可以得出，市场波动性是买空交易的Granger原因，即买空交易者的交易行为被市场的

波动所影响；而买空交易与卖空交易对市场波动的因果引致关系不强，也就是买空和卖空交易从

格兰杰因果意义上并没有引起市场更大波动；与此同时，市场波动对卖空交易的影响也较小，这

可能是由于我国卖空交易总规模较小所致，其影响并没在检验结果中显示。

为检验协整检验结果的正确性，对VAR模型进行平稳性检验，结果表示各AR特征根均落在

单位圆内，VAR系统是稳定的。

表5 VAR系统的平稳性检验

Eigenvalue Modulus

.9970238 .997024

.9952155 .995215

.9900239 .990024

.3976041 .397604

-.07922782 .079228

.02721412 .027214

（五）脉冲响应分析

为了进一步分析卖空交易和买空交易对市场波动性的影响，本文建立如下VAR模型：

同上文一样，最佳滞后阶数取3：P=3。

接着进行脉冲响应分析，它描述了因变量对误差线 ut 的冲击是如何响应的。如果这个残差是

来自于买空交易和卖空交易，脉冲响应函数就能很好模拟出市场波动性和意外冲击的响应。为了

完整的表现冲击的后续影响，将脉冲响应的步数调整到700步，买空交易代表变量和卖空交易代

表变量对市场波动性的脉冲响应如图1所示。

96

2019年第1期

图1 买空交易和卖空交易对市场波动率的脉冲响应图

通过图1可以看出：首先，就影响程度而言，买空交易和卖空交易对市场收益率的波动影响均

有限，当任意一个冲击变量增加一个单位标准误差的冲击时，市场收益率的波动性收到的影响低

于万分之一个标准误差。其次，就影响方向而言，买空交易对市场收益率的冲击方向为正，该影

响在100步左右达到顶点并会在一个较长的时期内逐渐衰减；而卖空交易对市场收益率的冲击方

向为负，即卖空交易冲击起到减小市场波动的作用，其影响程度相对买空交易较大，随着时间的

推移，该影响会在较长的时期内逐渐衰减。

综上检验结果，我们可以得出：在样本期间内，市场波动与融资融券交易余额之间存在长期

的稳定关系；其次，买空交易会加大市场波动性，而卖空交易会减少市场波动，但买空和卖空交

易对市场波动的影响程度均有限，且都会随着时间的推移逐渐消退；此外，从影响程度上来看，

较买空交易冲击加大市场波动的影响相比，卖空交易冲击对市场波动的平复作用程度更大，考虑

到我国目前卖空机制的不完善性，如果可以进一步完善卖空机制，卖空行为从长期来讲对市场波

动的平复作用可能更为显著。

五、结论及建议

（一）研究结论

自2010年3月31日以来，融资融券业务已在中国证券市场上运行了九年时间，其对我国证券市

场的影响也在逐渐增强，因此理解和把握卖空机制对资本市场的影响是十分必要的。本文基于沪

深300指数收益率，融资余额及融券余额的日数据，运用计量方法进行实证分析，研究做空机制

对市场波动的影响。

由于本文数据均为时间序列，存在一定的时间趋势。所以，在进行接下来的实证分析之前，

应该要对原序列进行平稳性检验，以避免“伪回归”影响研究。通过单位根检验，我们发现市场

波动性，买空交易和卖空交易均为平稳时间序列。其次，通过基于VAR的Johansen检验市场波动

性(VOL)和买空交易代表变量(L)、卖空交易代表变量(S)间的关系进行协整，我们发现，做空机制

金融市场做空机制对我国股市波动性影响的实证分析

97

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

与市场波动性之间确实存有一种长期的相关性。为了进一步研究它们之间的因果联系和检验实证

结论的稳健性，这里我们采用格兰杰因果关系检验法得出，市场波动与卖空交易间的因果引致关

系不明显，但是会一定程度上影响买空交易，也就是说，市场的波动变化会引起买空交易变化，

但是买空和卖空交易没有明显造成证券市场的异常波动，即使市场出现了大幅度震荡，也不是由

于卖空机制本身造成的。最后，脉冲响应分析的结果告诉我们：卖空交易不会造成市场的大幅度

波动，反而会在一定时期里减少市场波动。

就中国融资融券的制度来说，以上结果有其制度性因素，首先中国目前的融券制度情况而

言，各大机构将融券标的限定于少数极其优质的标的。若市场交易者意图做空某只非龙头标的

股票，则会遇到很大困难。其次，中国的卖空机制尚不完善，除了融券制度外，个股期权等其他

卖空手段均受到不同程度限制，这导致卖空交易者参与市场的程度非常低。卖空机制的存在客观

上能产生一种“价格发现”机制，促使股票市场的价格接近实际价格，实现股票市场价格的有效

性，是市场的必要组成部分。根据本文脉冲响应的研究结果，在我国当前不完善的卖空机制下，

卖空交易依然对市场波动起到了微弱的平复作用，若未来进一步放开卖空机制的各项限制，将很

有可能为市场的稳定性带来长期的积极影响。

（二）政策建议

融资融券业务的推出是我国证券市场改革的一个里程碑，卖空交易制度的实施结束了我国股

票市场长期以来的“单边市”格局，为资本市场的发展注入了新的活力。然而，卖空机制运行到

现在，尚未充分发挥出其积极作用。因此，为了充分发挥做空机制对市场的积极影响，提出以下

几点建议：

1.不断完善卖空制度，增加卖空制度的应用范围及应用方式。在应用范围方面，要增加卖空

对应的股票标的：目前持券的做市商主要是券商，其作为拥有牌照的金融机构，在风险偏好方面

更热衷于龙头股。为了扩大卖空对应的股票标的，需要建立健全合格投资者认定、严格投资顾问

考核准入制度，同时完善券商机构的风控制度以及奖惩激励制度，最终将券商行业打造成为一个

真正专业的证券交易服务机构。在应用方式方面，我国应逐渐以指数期权、个股期权为起点，逐

渐放开各类衍生品在交易中的应用，让各类交易者通过多种途径真正在股市中发挥价格发现作

用，实现降低股市波动性的目标。

2.不断完善市场监管制度，及时发现并控制风险。融资融券业务涉及证券、货币与保险市

场，交易范围广，交易品种多。而卖空交易也会导致更为复杂的虚拟资本增长问题，从而引起市

场风险。为了确保融资融券交易的有序进行、减少可能出现的风险问题，应该逐步完善市场监管

制度，协调各方面的监管体系，建立有效的风险防控机制，做好相应的风险应对措施以及时发现

并控制风险，稳定市场秩序。

3.完善市场信息披露，防止恶意市场操纵。监管当局要严厉打击内幕交易、散步虚假信息、

利用信用交易操纵证券价格等行为；要完善融资融券交易细则和市场信息披露制度，增加市场信

息透明度，及时披露融资融券交易情况；而对于进行融资融券的公司及相关企业，更是要公开其

市场操作情况、披露公司信息，做到交易的公平公正公开和透明，以维护市场秩序，保护投资者

98

2019年第1期

权益。

4.加强投资者教育，倡导理性投资。我国证券市场上以个人为单位的中小投资者占大多数，

他们的教育程度、投资分析能力以及风险管理意识水平参差不齐。而我国长时间的“单边市”格

局，使得投资者只能做多不会做空的投资行为根深蒂固，要让他们熟练地进行融券卖空交易还需

要较长时间。因此，为了充分发挥融资融券业务在我国证券市场上的积极作用，就要加强投资者

教育，倡导理性投资，只有这样才能促使我国证券市场的合理、有序、稳定发展。

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An Empirical Study of Short-Selling's Impact on the Volatility of China's Stock Market

DENG Qu HU Songming WANG Lei

（Business School，Beijing Normal University,Great Wall Glory Securities）

Abstract：Securities margin trading was officially launched on March 31, 2010 in China. However, short selling

, as a capital market mechanism, it has been extensively argumented about the impact of short-mechanism on market

volatility.This paper examines the relationship between short-selling and market volatility. The results show that

there is a long-term stable relationship between market volatility and the turn-over of margin trading in the sample

period. Short-selling mechanism does not lead to abnormal fluctuations in the stock market, and even if the market

experiences heavy swings, there is nothing to do with the short selling mechanism itself. In addition, compared with

the short-selling, short purchases tend to has greater impact on the market. Finally, we put forward relevant policy

recommendations. The conclusions of this paper are important in assessing the impact of short-selling on market

volatility, preventing risks of economic shocks and supervising market.

Key words：Short Selling; Volatility ; Securities Margin Trading

（责任编辑：王定祥）

100

2019年第1期

我国养老保险精算管理研究

—基于国际养老保险精算平衡制度的借鉴

摘 要：本文在分析养老保险精算管理的政策背景、现实意义的基础上，比较研究了发达

国家养老保险精算管理的基本制度，结合我国养老保险精算管理现实状况，在借鉴国外先进经

验的基础上，提出完善我国养老保险精算管理制度的政策建议。文章认为，我国应当借鉴发达

国家做法，建立健全养老保险精算法治框架，以精算管理推进养老保险改革和制度完善，强化

养老保险精算运行的基础保障，并合理划定财政责任，促使养老保险自求平衡。

关键词：养老保险；精算管理；收支平衡；国际借鉴

中图分类号：F831 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0100-09

周志波 潘欣欣 姜松（西南大学经济管理学院，重庆 400715；

国家税务总局重庆市税务局，重庆 401121；

重庆理工大学经济金融学院，重庆 400054）

收稿日期：2018-11-28

基金项目：国家自科基金面上项目《社会资本视域下的中国上市公司亏损逆转质量：结构特征、驱动机理与经济后

果》（批准号：71572153）。

作者简介：周志波,博士，研究方向：财税理论与政策、环境经济理论研究；

潘欣欣，研究生，研究方向：财政税收方面的研究；

姜松，博士，重庆理工大学经济金融学院副教授，研究方向：经济政策、金融理论研究。

党的十八届三中全会首次将“精算平衡”写入全会《决定》，作为建立更加公平可持续的社

会保障制度的重要原则。国家“十三五”规划纲要再次强调，完善社会保险体系要“坚持精算平

衡”，加快推进我国养老保险精算管理工作，实现精算平衡，对于防范财政风险、促进养老保险

国际观察我国养老保险精算管理研究

101

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

基金管理科学化、规范化具有重要的意义。本文将分析养老保险精算管理的政策背景，比较研究

国外养老保险精算管理制度，并在借鉴经验、扬长避短的基础上，提出我国完善养老保险精算管

理制度的政策建议。

一、文献综述

社会养老保险制度，最初起源于二战以后发达资本主义国家的“福利国家”政策。20世纪80

年代左右，由于人口老龄化问题的加剧，世界各国曾经引以为傲的社会养老保险制度受到了前所

未有的冲击。在养老保险收支平衡压力持续加大的背景下，国外的研究机构和学者就社会养老

保险的精算平衡问题和可持续性发展进行了深入的研究，一些发达资本主义国家也积极推进养

老保险制度的改革。世界银行（1994）对人口老龄化趋势及其对养老保险基金收支平衡的影响

进行分析，并建立了一个养老保险基金预测模型工具包Prost（Pension Reform Options Simulation

Toolkit），是养老保险精算平衡问题在官方文件中的首次表述。世界银行的这份研究报告提出了

社会养老保险改革的首要原则是充足性、可负担性、可持续性和稳健性（Holzmann，2005）。此

后，欧盟委员会（2001）在一份报告中将世界银行提出的四大改革原则发展为待遇充足性、财务

可持续性和对变化的适应性，并认为这是保证养老保险制度体系长期可持续的三大原则。在欧盟

委员会（2010）的报告中，明确提出了为实现养老金系统长期可持续发展所必须实施的改革（江

正发、冯晨阳和岑敏华，2017）。

由于我国社会养老保险制度建立比较晚，加之人口红利释放的时间比较长，养老保险收支平

衡压力相对温和，在客观上造成了有关养老保险收支精算平衡相关研究的滞后。随着我国养老

保险制度的完善，城镇职工、城镇居民和农村居民养老保险制度的逐步并轨，以及由人口剩余政

策带来的人口红利逐步减弱等因素，在一定程度上造成了我国社会保险基金收支平衡压力较大，

有关社会养老保险精算平衡、可持续发展的研究在2000年以后大量涌现（吕志勇、王霞和张良，

2009；胡玉琴，2009；王亚柯，2011）。相关的研究最初关注城镇职工养老保险收支的精算平衡

问题，周渭兵（2000、2002）、王晓军（2001、2006）等最早关注我国城镇职工养老保险制度的

长期收支均衡问题，建立了精算模型，对长期趋势进行预测，并提出了实现长期精算平衡的政策

调整建议；也有一些学者对短期内的精算平衡和隐形债务问题进行了深入研究，并提出了相关

的对策（王晓军，2006；黄晓，2006；黄健元、刘洋和徐春兰，2009；齐艺莹、陶萌，2011）。一

些学者在这些研究的基础上，进一步分个人账户、统筹账户分析了城镇职工养老保险基金的精

算平衡问题，如宋世斌、冯羽和彭俊（2006）研究了养老保险个人账户调整对长期精算平衡的影

响；王立剑（2011）建立了养老保险社会统筹账户基金购房精算模型，并对统筹账户基金用于购

房的长期精算平衡问题进行了分析；石晨曦（2017）对企业养老保险在绝对水平和相对水平上的

精算平衡问题进行了分析测算。此外，很多学者将关注的焦点转向农村居民养老保险基金的精

算平衡问题（田园、谭春萍，2014），如陆安、骆正清（2008、2010）、王霞（2014）等就研究了

失地农民和农民工养老保险的精算平衡问题，周莹（2009）、邓大松、薛惠元（2010）、阿里木

102

2019年第1期

江·阿不来提、买买提江·买提尼亚孜和李全胜（2010）、刘玮玮（2010）等就新型农村养老保

险中的基本养老保险金建立了仿真学模型，并提出了精算平衡的政策建议；袁江、郭航和陈一星

（2014）还引入随机利率因素，研究了农村社会养老保险责任准备金的精算平衡问题。一些研究

还就城镇、农村居民养老保险制度并轨过程中的财政压力问题进行了研究，如曹艳春、路锦非

（2010）建立了精算平衡模型，对上海市基本养老保险制度整合进行了财政压力测试，杨翠迎、

冯广刚（2013）还对上海市三大养老保险改革进行了精算评估。最近几年，随着养老保险制度领

域的改革持续推进，一些基于行为经济学和制度经济学的研究开始出现，分析居民参保行为对养

老保险精算平衡的影响，并对社会养老保险制度提出了比较明确的改革建议（杜立金、李茹兰，

2015）。比如，曹园（2015）、许鼎和敖小波（2016）对机关事业单位养老保险的精算平衡进行

了分析，周成刚（2015）、江红莉、 姚洪兴（2016）、刘晓艳、高艳平（2017）对延迟退休条件下

社会养老保险长期精算平衡进行了测算；吴永求、冉光和（2012）从行为经济学的角度对居民参

保行为建立精算平衡模型，并进行了政策模拟；盖根路、温净和贺志群（2014）从精算平衡的视

角，对养老保险制度改革提出了政策建议。郑苏晋、廖朴（2017）以城镇企业职工基本养老保险

制度为例，建立基本养老保险基金收支的精算模型，根据基本精算原理刻画制度规定的所有现金

流，并以2005-2008年北京市城镇职工基本养老保险数据为例进行了测算。

现有文献比较关注精算模型的构建问题本身，而对精算模型与制度变革的结合不够紧密，定

量分析与定性研究的衔接还存在一些不足，特别是对于我国养老保险制度改革的科学决策建议还

显得不够。本文将在分析我国养老保险精算平衡方面的不足和借鉴国际先进经验的基础上，提出

建立长期精算平衡、可持续发展社会养老保险制度的政策建议。

二、我国养老保险精算管理的背景及现状

养老保险精算是运用精算基本原理，对养老保险各类项目收入、支出、现金流、偿付能力等

进行的估计分析，最终实现对在评估期内基金现有资产及未来收入的折现值与现有负债及未来

支出的折现值差异的精算平衡测算。西方发达国家已经建立并逐步形成了比较稳健的养老保险精

算平衡制度，但我国的养老保险精算平衡管理才刚刚起步，还存在较大的差距。必须充分认识到

推进养老保险精算平衡管理的重要意义，并客观分析当前养老保险精算平衡方面的不足，是我国

顺利实施养老保险精算平衡改革的前提。

（一）养老保险精算管理的现实意义

总的来看，养老保险精算管理具有重要的现实意义，其作用主要体现自三个方面：

1. 养老保险精算管理有利于监测收支状况，预警养老保险基金运行风险。定期精算评估可以

预测和诊断现行制度未来财务收支状况，把握养老保险基金未来发展趋势，对可能出现的风险作

出预警。特别是在制定养老保险基金年度预算时，精算评估可以通过估算年度缴费收入、保险支

出、投资运营状况等，精准预测未来现金流，为基金预算管理奠定重要基础。

2. 养老保险精算管理有利于开展制度运行评估，推动我国养老保险制度改革完善。在养老保

国际观察我国养老保险精算管理研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

险制度改革过程中，通过精算准确把握不同改革方案的短期和中长期财务状况及对利益相关方的

影响，分析面临的主要风险及敏感程度，预测改革可行性和可能成效，以便合理设计和妥善把握

改革方向、力度和节奏。

3. 养老保险精算管理有利于监督基金运营管理，促进养老保险基金信息公开透明。精算报告

可以发现制度运行和基金管理中存在的漏洞和问题，对基金管理部门和运行机构形成有效监督，

有助于提高基金运营效率。精算报告的公开可以给予公众更多知情权、参与权，不仅使其对养老

保险待遇、缴费有更客观理性的预期，提早做好调整和应对，还能在养老保险改革之际，认识到

改革必要性及其影响，赢得公众的理解和支持。

（二）我国养老保险精算平衡管理现状

我国养老保险精算起步较晚，相应的制度建设严重滞后。近年来，有关部门推进了多期养老

保险、医疗保险精算业务培训，组织开发了养老保险、医疗保险精算模型，印发了一系列制度文

件和操作规范，养老保险精算工作正在稳步有序推进。但是我国养老保险精算管理仍然存在一些

薄弱环节和突出问题。主要表现在以下几个方面：

1. 养老保险精算管理的完整制度体系尚未形成。现行法律法规没有对养老保险领域应用精算

技术做出规定，有关部门对精算的重要性认识不足，精算管理尚未固化为制度，有限的精算报告

往往限于管理部门内部使用，没有达到应有的使用效果和影响力。

2. 养老保险制度设计和执行中精算环节明显缺失。现行养老保险制度中仍然存在诸多违背精

算平衡的做法，如个人账户余额可继承、个人账户养老金计发月数偏低等。这些设计缺陷加上政

策实施不到位以及地方政府自由裁量权过大，导致政策执行出现偏离变形。

3. 精算业务水平和能力有待进一步提升。开展精算业务需要一定的软硬件条件，包括专业的

精算人才队伍，完备的基础数据信息，成熟的精算技术储备等。否则，精算报告质量难以保证，

进而精算技术也难以得到更为广泛深入的应用。受现行体制机制约束，有条件的改进和完善还需

要相当长的一段时间。

4. 养老保险基金运行缺乏自求平衡动力。《社会保险法》规定，县级及以上人民政府在社会保

险基金出现支付不足时给予补贴。这种补缺口式的财政支持方式，会带来巨大的财政风险，尤其是

在当前城镇职工养老保险走向全国统筹的过程中，财政特别是中央财政的责任会被无限放大。

三、发达国家养老保险精算管理的主要经验及对我国的启示

发达资本主义国家的社会养老保险制度是伴随着国家工业化、城镇化进程而逐步完善的，其

管理水平也处于世界领先水平，一个重要的原因就在于这些国家十分注重社会养老保险基金的精

算平衡。鉴于美国、日本、瑞典的养老保险精算管理制度起步较早、走在世界前列，我们将主要

比较分析这三个国家的养老保险精算管理制度，并分析其对我国的启示。

（一）发达国家养老保险精算管理概况

1. 美国养老保险精算平衡制度。美国人的养老保障体系被形象地比喻为“三条腿的板凳”。

104

2019年第1期

第一条腿是政府责任下的社会保险与社会救助，它是美国人养老保障的“精神支柱”；第二条腿

是雇主责任下的补充养老金（有些国家也称企业年金或职业年金），以401(k)及IRA为代表，这是

美国人养老保障的“载重主体”；第三条腿则是家庭责任下的个人储蓄与投资，包括退休储蓄存

款、证券投资、人寿保单、以房养老等形式，它是美国人养老的自我保障部分。这一多元化的、

多支柱的养老保险体系极大地分散了国家（政府）承载养老社会负担的风险（董登新，2006）。

美国联邦社保基金预算独立于一般公共预算之外，单独管理，但其财务管理规则与一般公共预

算相同。联邦财政预算对社保基金没有法定的补贴责任。当社保基金入不敷出时，一般通过提高

工薪税率、退休年龄等进行平衡。从1980年起，美国社保基金持续盈余，规模发展十分迅速，到

2013年底，基金历年滚存结余高达2.67万亿美元，是当年养老支出总额的3.84倍，同时也使基金投

资收益成为重要收入来源。事实上，扣除基金投资收益，2010年起社保基金当期已收不抵支。从

精算平衡看，2014年测算未来75年基金收支累计缺口为9.87万亿美元。但美国对养老金支出相对

规模增速控制较好，养老金收支缺口占缴费基数累计额的比例稳定在2.55%，也就是说，未来缴

费率只要提高2.55%，就可以弥补支付缺口，风险基本可控。

2. 日本养老保险精算平衡制度。2004年以前，日本以维持年金给付水平为目标，通过调整

当期在职人员的缴费水平来达到养老金收支平衡。由于老龄化进程超出了政府的预期，造成保

险费负担不断加重，养老金收支平衡面临严峻挑战①。2004年后，日本提出了百年精算平衡目标

（2005～2105），根据将来人口变化、基金运营状况以及宏观经济形势等多种因素，通过多种状

态的模拟测算，对年金给付和缴费水平分别进行调整，保持在精算平衡期的支付准备金能够达

到一年的水平。同时，向社会明确了三个目标：一是2017年以后缴费率不再提高；二是年金给付

水平在上述费率水平范围内确定，同时保证标准老人家庭的年金替代率达到50%；三是控制未来

100年的财政养老金支出总量，锁定财政风险。尽管通过改革，日本养老保险支出得到了一定程度

的控制，但已经错过了改革的最佳时机，比欧洲国家平均晚了近20年，福利水平仍处于高位，并

且已造成政府债台高筑，需要财政补贴数额较大，短期内难以改变，能否实现未来100年的精算

平衡目标仍有待观察。事实上，为保证国民年金的收支平衡，日本中央财政一直对国民年金给予

大量补贴②。

3. 瑞典养老保险精算平衡制度。由于收入型养老金采取现收现付的融资方式，受人口结构变

①日本在二战以后，为了加快重建，效仿西方福利国家，将所有成年居民纳入了国民年金制度体系，建立了现收

现付制养老保险制度。但随着1990年年代经济泡沫破灭，这种高福利的社会养老保险制度难以为继。

②2009年以前，补贴额为当年国民年金给付额的1/3，2009年起提高至1/2。补贴所需财源一般通过调整其他预算项

目资金或发行临时国债来筹集，2012年决定提高消费税税率并将增税部分作为永久性稳定财源专门用于包括养老保险

在内的社会保障支出。2014财年，日本包括养老在内的社会保障支出占中央财政的比重达到了31.8%。实际上，自上世

纪80年代后期起，养老保险补贴支出占社保支出的比重就已经最大并逐年递增。由于长期依靠国债筹资补贴社会保障

支出，日本债务余额增幅越来越大。到2014年，国债占当年财政收入的比重达到43.0%，政府债务累计余额占GDP比重

高达231.9%，严重拖累经济增长。

国际观察我国养老保险精算管理研究

105

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

动的影响，财务收支可能出现不平衡状况。为解决这个问题，瑞典在基于参保人群终身缴费与给

付的中长期精算测算基础上构建了自动平衡机制：当预计未来负债低于资产积累额时，以社会平

均工资增长率作为记账利率；当预计未来负债高于资产积累额时，记账利率按照收支缺口比例作

适度下调，从而保证在缴费率稳定的前提下，通过调整个人账户资产积累增速来满足当期支付需

要。造成养老基金资产负债不平衡的主要因素：一是人口老龄化导致的支出增加；二是结余基金

投资收益率过低；三是经济竞争力下降造成缴费收入增长放缓。近年来，瑞典已多次出现预计未

来养老金负债高于资产积累的情况，触发了记账利率下调机制。

（二）发达国家养老保险精算管理经验及对我国的启示

在养老保险中应用精算管理是发达国家的普遍做法，比较美国、日本、瑞典等国家的做法，

可以发现其至少在四个方面具有共同特征，这对于我国建立健全养老保险精算平衡管理制度具有

重要的借鉴意义。

1. 精算设计精密服务于养老保险制度。精算作为一项技术方法，具体形式取决于所服务的

一国养老保险制度。养老保险制度框架不同，精算目标、方式、内容及侧重点都会有所区别。例

如，美国养老保险属于开放性的制度框架，缴费和待遇水平都可以择机适度调整，精算侧重于从

多个角度测算形势变化和调整可能；瑞典的名义账户养老金制度是一个封闭体系，其基金收支能

够自行平衡，精算环节设计只是为了让调整过程更加平稳，以及准确计算和披露相关数据。

2. 精算为养老保险制度改革提供有力支撑。精算不仅要反映和预测养老保险基金当前和未来

的运行状况，更重要的是揭示现行养老制度的漏洞和隐患，并提供可能的解决方案。如美国精算

报告中关于提高缴费率的建议，日本精算报告中关于无条件使用待遇调减系数等方案，这些应对

方案的设计非常具体，且有详实的数据支撑，对改革的影响冲击有扎实的量化测算，为决策部门

分析判断提供可靠依据。

3. 建立长期稳定的精算报告机制至关重要。长期稳定的精算报告制度，对于提高精算水平、

完善报告信息至关重要。美国社会保障署自1941年编制第一份精算报告以来，至今已经编制了76

份精算报告，每份报告都有一节关于精算历史的回顾，从中可以清楚看出多年来精算方法、假

设、参数等优化对精算结果的影响。

4. 精算结果要以简明易懂的方式对外公开。尽管精算报告属于专业性很强的报告，但发达国

家大多致力于向社会公众提供精算结果的简明解释，不断提升公众对精算报告的接受度。在美

国、日本和瑞典的养老保险管理机构网站上，任何人在任何时候都可以免费下载任何年份的精算

报告。这些网站还会提供各种详尽的宣传解释材料，有关基础数据基本上也是公开的。同时，通

过特定网站或者其他信息服务，每个参保人可以方便地了解到自己养老权益的变化情况。

四、推进我国养老保险精算管理的政策建议

当前，我国养老保险制度正处于深化改革的关键节点，面临人口老龄化和经济增速放缓的双

重压力。而建立养老金待遇法定调整规则、厘清财政职责及投入方式等都需要严格的精算支撑。

106

2019年第1期

为此，我们应当借鉴美国、日本、瑞典等国家的先进经验，取长补短、扬长避短，结合我国的实

际情况，从以下几个方面积极推进养老保险基金精算管理改革。

（一）建立健全养老保险精算法治框架。修订《社会保险法》，充分体现精算平衡原则，在

养老保险及基金的管理、监督各个环节，明确精算的职责、内容、程序和规范等。试行编制养老

保险年度精算分析报告。在部分统筹地区试点将精算报告作为养老保险基金预算的必要附件，提

交人大常委会审议，在时机成熟时向社会公布。推进养老保险精算业务规范化、标准化，进一步

规范精算基础数据采集流程，合理设计精算假设和选择精算方法，使精算结果可以为其他专业人

士所检验、复制。

（二）以精算管理推进养老保险改革和制度完善。建立与我国养老保险制度体系高度契合的

精算管理体系，适应统账结合和全国统筹的基本管理框架，精准反映和有效监控养老保险运行状

况。将专项精算报告作为重大养老保险改革的必备要件，用精算技术对改革措施进行必要性和可

行性评估，测度改革对利益相关方的影响，并视改革内容择机向公众解读。及时捕捉经济社会发

展变化趋势，分析其对基金收支的影响，通过精算验证现行制度参数合理性并适时调整，保持基

金运行的总体稳定。

（三）强化养老保险精算运行的基础保障。加强组织保障，相关部门和机构应设立履行精算

职能的内部机构，明确工作职责、人员编制和经费来源，配置一定数量的精算专业人员。加快养

老保险精算人才培养，深化养老保险精算专业研究，加强精算技能培养和职业经验积累，加快培

育高端精算、统计和数据挖掘等方面的人才。加强数据库建设，建立集保险业务、财务核算与精

算管理于一体的信息系统，将数据逐级汇总后进行系统整理开发，部分数据脱密处理后向社会公

开。

（四）合理划定财政责任，促使养老保险自求平衡。在既不推卸责任又不承担无限责任的前

提下，合理设定财政对养老保险的补贴责任，有效控制财政风险，防止过高福利水平拖累经济长

远发展。在合理划定国家、企业、个人三方责任的基础上，基于经济社会发展水平、趋势和各方

承受力，测算可实现长期精算平衡的待遇及缴费水平，实现养老保险自身的可持续性发展。

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Research on Actuarial Management of China's Endowment Insurance —based on International Experience

ZHOU Zhibo PAN Xinxin JIANG Song

（School of Economics and Management, Southwest University;

Chongqing Tax Bureau, State Administration of Taxation;

School of Economics and Finance, Chongqing University of Technology）

Abstract：Based on the analysis of the policy background and practical significance of the actuarial

management of the endowment insurance, this paper makes a comparative study of the basic systems in developed

countries. On the basis of actuarial management of China's endowment insurance and the advanced experience of

foreign countries, this paper puts forward some policy suggestions. The article holds that China should learn from the

practices of developed countries, establish and improve the framework of the actuarial rule of endowment insurance,

promote the reform and system improvement of endowment insurance by actuarial management, strengthen the basic

guarantee of the actuarial operation of old-age insurance, and reasonably delimitate financial responsibility to promote

the self-balancing.

Key words：Endowment Insurance; Actuarial Management; Balance of Payments; International Reference

（责任编辑：申玉洁）

国际观察我国养老保险精算管理研究

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（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

—基于精准扶贫视角

摘 要：基于我国31省（自治区、直辖市）2007-2015年面板数据，本文从灾前与灾后两个

维度，首先理论分析了农业保险对农业生产的影响机理，再运用系统GMM模型和门槛效应模

型实证检验了农业保险对农业生产的线性和非线性影响。研究结果表明：农业保险灾前对农业

生产具有显著的负向影响，灾后具有显著的正向影响，但农业保险对农业生产的灾后正效应大

于灾前负效应，所以总体上农业保险促进了农业生产水平的提高；农业保险灾前影响效应对农

业生产存在显著的门槛特征，而灾后影响效应对农业生产不存在门槛特征；农业保险对农业生

产的影响依赖于农业生产风险水平，且农业保险对农业生产的促进作用随风险水平提高而下

降。另外，人力资本、农村劳动力转移、农业生产风险水平均对农业生产有显著影响，而人均

农作物播种面积、农业生产现代化水平则影响不明显。

关键词：精准扶贫；农业保险；农业生产；影响效应；系统GMM模型；门槛效应

中图分类号：F842.6 文献标识码：A 文章编号：2096-4153（2019）01-0109-14

李勇斌 谢涛 杜先培 梁晟（广西大学商学院，广西南宁 530004）

收稿日期：2019-01-03

基金项目：广西研究生教育创新计划资助项目(Innovation Project of Guangxi Graduate Education)(编号为：YCSW2018016)；

国家自然科学“信用制度与农地金融制度相互关系模型及其在西部地区的实证检验研究”(项目批准号:70563001)部分研究

成果。

作者简介：李勇斌，广西大学商学院硕士研究生，研究方向：农业保险，巨灾保险；

谢涛，广西大学商学院硕士研究生，研究方向：商业保险；

杜先培，广西大学商学院硕士研究生，研究方向：商业保险；

梁晟，广西大学商学院硕士研究生，研究方向：商业保险。

110

2019年第1期

一、前 言

自党的十八大以后，我国把扶贫开发摆在了更加突出位置。据国家统计局相关数据，截止

2017年，全国农村贫困人口从2011年的12238万人减少到3046万人，累计减少了9192万人，贫困发

生率也下降至3.1%①。但随着经济下行压力增加及贫困人口“碎片化”，扶贫攻坚逐渐进入“深

水区”，扶贫边际效益递减问题也日益凸显，如何在此种情况下不断提升精准扶贫及其效益便成

为夺取脱贫攻坚全面胜利的关键。

在我国农村居民总收入中，农业生产经营性收入占比非常高，2016年占比将近40%，因此，农

业生产经营的好坏，很大程度决定了农民收入的多少，进而影响我国贫困人口数量。

但自然灾害是威胁农业生产的重大隐患，是制约农业发展的主要瓶颈。我国是受强降雨、冰

雹、干旱等灾害影响比较严重的农业大国，仅2016年，全国农作物总播种面积166649.5千公顷，

但受灾面积26221千公顷，受灾率15.7%，绝收2902千公顷，绝收率约1.7%，造成直接经济损失

5032.9亿元②。而农业保险作为转移农业生产风险、补偿灾后损失的一种有效机制，是保障农业生

产、提高农民收入的稳定器。据统计，2016年我国农业保险保费收入417.71亿元，全年共为4576

万户次受灾农户赔付约348亿元，赔付率达83.3%③。目前，中央对农业保险实施保费补贴政策，

农业保险承保险种已涵盖农、林、牧、渔业。农业保险作为国家支农惠农重要工具，研究农业保

险对农业生产的影响效应，对有效提高精准扶贫效率及脱贫效益，做好新形势下扶贫攻坚工作和

2020年全面实现小康社会具有十分重要的现实意义。

关于农业保险对农业生产的影响效应问题，许多学者从不同角度进行了研究。王向楠

（2011）、周稳海等（2015）通过构建计量模型进行研究，均发现农业保险发展显著促进了我国

农业产出的增加，且促进作用在面临生产风险较大的地区要更强一些。但李亚绮等（2016）基于

VAR模型进行分析，结果发现农业保险保费及赔款均对农业产出产生较弱的正向作用 。代宁等

（2017）基于全国31省份面板数据，利用分位数回归分别考察了农业保险发展水平与赔付水平对

农业生产的影响，实证表明，农业保险发展水平对农业生产具有显著正向作用，且影响力随分位

点提高而逐渐减弱，而农业保险赔付水平促进作用则相对较小。但袁辉等（2017）以湖北为例，

使用面板数据通过GMM模型进行实证，结果却发现，农业保险保障水平、补偿水平对湖北农业产

出均产生反向影响。

综上所述，农业保险与农业生产的相关研究已取得了不少成果，为本文研究提供了一定参考

①数据来源：《中国统计年鉴》。

②数据来源：《中国农村统计年鉴》。

③数据来源：《中国保险年鉴》。

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

111

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

和启示，但存在明显不足：（1）某些文献采用静态模型，降低了估计结果准确性；（2）分析农业

保险对农业生产非线性影响的文献较少。鉴于此，本文将作如下创新：从灾前和灾后两个维度，

首先理论分析农业保险对农业生产的影响机理，然后构建指标，选用我国31个省（自治区、直辖

市）2007-2015年面板数据，采用系统GMM模型及门槛效应模型实证分析农业保险对农业生产的

线性及非线性影响。

二、农业保险对农业生产的影响机制分析

农业保险对农业生产具有正向和负向两方面作用，主要通过灾前影响效应和灾后影响效应来

体现。灾前影响效应指投保农户从缴费到农业生产灾情发生之前农业保险对农业生产的影响；灾

后影响效应指在农业生产灾情发生后，保险公司依据契约进行赔款后农业保险对农业生产的影

响。

灾前影响效应对农业生产的作用机制主要体现在以下几方面：

一是农民投保，需要向保险公司缴纳一定保费，致使农民可支配收入减少，因而用于农业生

产的资金投入必然下降，从而对农业生产造成负向影响。

二是农户投保后会出现道德风险问题。Shaik and Atwood（2002）便研究发现，农民在购买农

业保险后，对农业生产的投入会减少，客观上证明了道德风险的存在。农户为减少在标的物上花

费的物质成本、人力成本，往往选择降低管理水平、减少农药、化肥等生产要素投入，不注重防

灾减灾工作，而且还可能节约农业生产时间以开展其它经营活动，使得风险事故发生概率或风险

损失反而扩大，致使农业生产受到反向影响。

三是当没有农险保障情况下，农民担心自然灾害或意外事故发生给农业生产带来巨大损失，

通常采取多样性经营方式来规避风险，导致生产规模效应无法发挥。而农民一旦投保，风险畏惧

心理得以消除，从而提高农业生产技术开发的积极性，促进农业生产向规模化与现代化方向经

营，进而降低生产成本，提高产出水平。唐德祥等（2016）指出，农户投保后，生产投入转化成

沉没成本的可能性降低，从而引入先进技术的积极性大大提高，愿意采用更具现代化的农业生产

工具，提高生产效率，进而改善农业产量。张旭光（2016）研究奶牛保险政策实施对内蒙古奶牛

养殖户规模决策行为影响时也发现，奶牛保险对养殖户选择扩大奶牛养殖规模具有显著的正向影

响，奶牛保险的实施激励了养殖户开始加大资源投入，增大奶牛养殖量，促进奶牛养殖向规模化

方向发展。

灾后影响效应对农业生产作用机制是：农户购买农险后，保险人将农户缴纳的保费及政府给

予的相应财政补贴汇集起来，形成农业保险资金池。当农业生产发生风险损失后，保险公司严格

按照事先签订的保险合同约定以赔付金形式对受灾农民进行经济补偿，农户获得补偿金后可以购

买下一期生产的要素资料，及时恢复农业的再生产，提高未来农业产量。

113

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

民恢复生产的能力越强，农业保险灾后影响效应也就越大。该变量参考代宁等（2017）做法，用

农业保险赔付率度量。农业保险赔付率=农业保险赔付额/农业保险保费收入，农业保险赔付率一

般正向促进农业产出。由于农户获得赔偿到恢复生产也存在时间差，因此选用农业保险赔付率滞

后一期进行参数估计。

3.控制变量。（1）人均农作物播种面积（Area）。一般来说，人均农作物播种面积越大，农业

产出值越大，那么农业生产水平也就越高。人均农作物播种面积=农作物播种面积/农林牧渔业从

业人数。（2）农业生产风险水平（Risk）。马九杰等（2005）、龙方等（2011）研究均发现自然灾

害对我国粮食生产能力具有显著影响。本文选取农业保险赔付率衡量农业生产风险水平。（3）

人力资本（Edu）。一般来说，教育水平越高则人力资本越大。刘晗等（2016）研究表明，人力资

本与农业技术效率呈显著正相关关系，人力资本便是通过提高劳动效率来促进生产量增加。农民

受教育程度本文选取农村文盲半文盲率来表示，农村文盲半文盲率越低，农民受教育水平越高，

则人力资本越大。人力资本从积累到形成生产效益存在一定时间差，故本文采用该指标滞后一期

进行参数估计。（4）农业生产现代化水平（Mech）。钟丽娜（2017）认为农业生产现代化使农业

生产水平发生了很大改变，利用机械设备劳作可以改善农业经营条件，提高经济效益。农业生产

现代化水平本文使用人均机械总动力来度量，人均机械总动力=农业机械总动力/农林牧渔业从业

人数。（5）农村劳动力转移（Tra）。祝坤艳（2017）研究发现农村劳动力向第二、三产业转移，

反而使农业生产规模扩大，农民生产效益提高。随着我国城镇化进程的推进，越来越多农村剩余

劳动力转向城镇，势必会对农业生产带来很大影响。本文参考王静怡（2016）文献使用各地区城

镇化率这一指标来衡量农村劳动力转移，城镇化率越高，说明农村劳动力转向非农产业的人数越

多。（6）农业保险与农业生产风险交乘项（Prem×Rate）。该指标主要是为了考察农业保险对农

业生产的作用是否依赖于农业生产风险水平，农业风险的存在是农业保险功能发挥的前提，风险

越大，则农业保险作用越强。由于保费收入对农业生产的影响具有时滞性，因此用该指标滞后一

期带入模型进行估计。各变量汇总说明见表1。

表1 各变量汇总说明

变量类型 变量名称 变量符号 与被解释变量预期关系

被解释变量 农业生产水平 Y -

解释变量农业保险保障水平 Prem 正相关

农业保险赔付水平 Rate 正相关

　

　

控制变量

　

　

人均农作物播种面积 Area 正相关

农业生产风险水平 Risk 负相关

人力资本 Edu 正相关

农业生产现代化水平 Mech 正相关

农村劳动力转移 Tra 正相关

农业保险与农业生产风险交乘项 Prem×Rate 正相关

114

2019年第1期

（二）数据来源

各地区农业保险保费收入、赔付额数据来自《中国保险年鉴》，农林牧渔业增加值、城镇化

率数据来自《中国统计年鉴》，而农林牧渔业从业人数、文盲半文盲率指标数据来自《中国人口

年鉴》，农作物播种面积及机械总动力数据来自《中国农村统计年鉴》。

（三）模型构建

静态面板模型因为忽视了被解释变量前期值对当前的影响，致使估计结果与动态面板模型相

比存在较大的误差，而动态差分GMM估计又时常出现工具变量问题，本文为了同时克服静态面板

模型与动态差分GMM缺陷，特参考周稳海等（2015）学者做法，建立如下系统GMM模型以考察农

业保险对农业生产的线性影响：

（1）

其中i（i=1,2，⋯,31）表示的是省市，t(t=2007,2008,⋯,2015)表示的是时间，而 表示i省市在t

年的人均农林牧渔业增加值； 表示i省市在t年人均农林牧渔业增加值滞后一期；

表示i省市在t年的农业保险密度滞后一期； 表示i省市在t年的农业保险赔付率滞后一

期； 表示i省市在t年的人均农作物播种面积； 表示i省市在t年的农业生产风险水平；

表示i省市在t年的文盲半文盲率滞后一期； 表示i省市在t年的农业生产现代化水

平； 表示i省市在t年的城镇化率滞后一期； 表示i省市在t年的农业保

险与农业生产风险交叉项滞后一期， 、 为虚拟变量， 随机误差项。

为了系统研究两者的关系，本文将再次构建两个模型分别深入检验农业保险密度与农业保险

赔付率对人均农林牧渔业增加值的影响是否存在门槛特征。由于具体门槛数未知，因此参考杨洋

等（2016）学者做法，先将模型设定为单一门槛效应，模型如下：

（2）

（3）

、 为系数， 为门槛值 。模型（2）重点分析了农业保险对农业生产的灾前非线性影

响，即考察在不同的门槛区间内农业保险密度对人均农林牧渔业增加值的影响是否表现出显著的

差异性；模型（3）重点分析了农业保险对农业生产的灾后非线性影响，即考察在不同的门槛区间

内农业保险赔付率对人均农林牧渔增加值的影响是否表现出显著的差异性。

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

115

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

四、实证研究与结果分析

（一）变量描述性统计分析

在进行面板数据参数估计之前，先对各指标数据进行取对数处理，以消除原始数据可能出现

的异方差问题，各变量描述性统计量见表2。

表2 各变量描述性统计分析

变量 均值 中位数 最大值 最小值 标准差

lnY 9.642622 9.697753 10.78058 7.911445 0.520379

lnPrem 3.836324 4.018718 7.469637 -1.89712 1.652303

lnRate -0.656259 -0.562119 1.324419 -4.60517 0.685721

lnArea -0.611614 -0.644402 0.604316 -1.609438 0.431911

lnEdu 2.110474 2.043694 3.767922 0.993252 0.553365

lnMech 1.136834 1.161586 2.112635 -0.150823 0.501263

lnTra 3.916665 3.912123 4.495355 3.068053 0.27283

lnPrem*Rate 3.180065 3.397866 6.804183 -4.50986 1.890176

（二）单位根检验

对面板数据进行单位根检验，以避免出现“伪回归”现象。根据表3可知，LLC与PP-Fisher检

验都拒绝了存在单位根的原假设，因此各变量序列是平稳的，各平稳变量数据可以进一步做动态

系统GMM回归分析。

表3 各变量单位根检验结果

变量LLC检验 PP-Fisher检验

t值 p值 t值 p值

lnY -16.082 0.000*** 13.967 0.000***

lnPrem -4.670 0.000*** 15.916 0.000***

lnRate -5.260 0.000*** 6.614 0.036**

lnArea -2.067 0.019** 4.818 0.089*

lnEdu -8.043 0.000*** 17.532 0.000***

lnMech -1.779 0.037** 6.635 0.036**

lnTra -2.819 0.002*** 9.005 0.011**

lnPrem*Rate -7.344 0.000*** 8.023 0.018**

注：****、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下拒绝原假设，原假设为序列存在单位根。

（三）实证结果与分析

1.系统GMM实证结果与分析。为考察农业保险对农业生产的影响效应，本文从灾前、灾后

116

2019年第1期

两个维度，以人均农林牧渔业增加值（Y）为被解释变量，农业保险密度（Prem）滞后一期、农

业保险赔付率（Rate）滞后一期为解释变量，人均农作物播种面积（Area）、农业生产风险水平

（Risk）、文盲半文盲率（Edu）滞后一期、农业生产现代化水平（Mech）、城镇化率滞后一期、

农业保险与农业生产风险交乘项（Prem×Rate）滞后一期为控制变量，利用系统GMM模型进行回

归，实证结果如表4所示。由表4第（1）列全样本回归结果可知，AR(1)P值为0.004<0.05，AR(2)P值

为0.769>0.05,说明模型不存在二阶自相关性问题，Hansen P值为0.630>0.05，说明模型不存在过渡

识别现象。系统GMM估计两个条件均满足，表明估计结果是无偏一致估计，具有实际参考意义。

表4 系统GMM模型实证结果

变量 （1）全样本 （2）剔除上海 （3）剔除江苏 （4）剔除西藏 （5）剔除黑龙江

lnY(-1) 0.958*** 0.891*** 1.084*** 0.942*** 0.943***

(33.09) (39.07) (32.03) (67.02) (131.01)

lnPrem(-1) -0.055*** -0.011*** -0.088*** -0.041*** -0.038***

(-6.87) (-6.56) (-6.12) (-8.18) (-7.35)

lnRate(-1) 0.121*** 0.073*** 0.073*** 0.066*** 0.085***

(6.60) (5.99) (3.19) (5.49) (4.06)

lnArea 0.008 0.048** 0.161 0.032 0.041

(0.12) (2.01) （1.03） (-0.02) (-1.06)

lnRisk -0.085*** -0.107*** -0.053*** -0.093*** -0.067***

(-6.62) (-10.96) （-4.31） (-8.52) (-7.30)

lnEdu(-1) -0.038*** -0.029*** -0.041*** -0.038*** -0.037***

(-3.83) (-2.70) (-4.01) (-3.92) (-4.25)

lnMech -0.01 -0.065 -0.054 -0.026 -0.004***

(-0.58) (-1.31) (1.42) (-1.29) (-0.29)

lnTra(-1) 0.104*** 0.119*** 0.101*** 0.078*** 0.103***

(5.50) (6.75) (3.49) (6.18) (5.39)

ln(Prem*Rate)(-1) -0.028*** -0.013*** -0.014* -0.018*** -0.016*

(-5.17) (-2.89) (-1.86) (-4.20) (-1.93)

Cons 0.371** 0.866*** 0.858** 0.568*** 0.437***

(2.33)　 (4.54)　 (-2.38)　 (3.91)　 (5.62)　

N 248 240 240 240 240

Hansen 24.96 22.92 24.64 27.43 24.46

Hansen P值 0.630 0.737 0.647 0.495 0.657

AR(1) P值 0.004 0.003 0.006 0.000 0.003

AR(2) P值 0.769 0.627 0.466 0.143 0.41

个体数 31 30 30 30 30

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著，括号中是t值，lnY(-1) 、lnPrem(-1) 、lnRate(-1) 、lnEdu(-1) 、lnTra(-1) 、lnPrem*lnRate(-1)分别表示人均农林牧渔业增加值、农业保险密度、农业保险赔付率、文盲半文盲率、城镇化率、农业保险密度与农业生产风险水平滞后一期项。

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

117

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

根据实证结果我们可以知道，农业生产水平的滞后一期lnY(-1)在1%置信水平下显著，且系

数值为0.958>0，说明农业生产具有惯性，前期生产会对当期生产具有明显的促进作用。主要是由

于前期农业生产水平越高，那么农户通过农业生产获得的收入越多，故其进而可以购买更多的化

肥、农药等生产要素投入下一期生产，在其它生产条件不变情况下，更多生产要素的投入必然引

起下一期的更高产出。

农业保险密度在1%置信水平下显著，且估计系数为-0.055<0，表明农业保险灾前影响效应是

抑制农业生产水平，这与前面预期的不一致。可能是因为一方面农业保险保费对生产资料支出存

在挤出作用。即某些农户将购买农险缴纳的保费视为农业生产成本，为了降低生产成本便减少其

在生产资料方面的开支，从而引起产出下降；另一方面投保农户存在道德风险问题。农户购买保

险后不作为心理加剧，农险绝对保障的错误思想导致农户放松了警惕而忽视了防灾防损工作重要

性，致使农业生产损失概率和程度反而加大，进而抑制了农业产出水平。

农业保险赔付率在1%水平下显著，且其系数估计值为0.121>0，表明农业保险灾后影响效应

对农业生产具有显著的正向影响，这是因为农业保险在灾后的赔付一定程度上补偿了农户的损

失，这种赔付比例越大，农户及时恢复生产的能力越强，因此降低了农业风险对农业生产的不利

冲击，促进了农业生产的发展。但农业保险密度与农业保险赔付率的估计系数之和为0.066>0，表

明农业保险对农业生产的影响总效应为正，即农业保险发展总体上促进了农业生产水平的提高。

农业保险密度与农业生产风险滞后一期项ln(Prem*Rate)(-1)在1%置信水平下显著，但估计系

数是-0.028<0，说明农业保险对农业生产的影响依赖于农业生产风险，但农业保险对农业生产

的促进作用会随着风险水平的提升而下降，可能是由于风险水平比较高的区域，人们的受教育

水平比较低，对农险的认知和接受观念较弱，极大影响了农业保险的功能发挥。此外，lnRisk、

lnEdu(-1) 、lnTra(-1)都是显著的，说明农业生产风险水平、人力资本、农村劳动力转移对农业生

产具有显著影响，且农业生产风险水平、文盲半文盲率估计系数值都为负，城镇化率估计系数值

为正，说明人力资本、农村劳动力转移与预期一致，正向促进农业生产水平的提高，而农业生产

风险水平负向影响农业生产。

但人均农作物播种面积和农业生产现代化水平没有通过显著性检验，说明人均农作物播种面

积、农业生产现代化对农业生产影响不明显，发生这种想象可能是由于我国农业还不发达，农业

制度尚未完善，仍然存在大量传统的小规模生产现象，导致种植面积的增加未发挥出应有的规模

化效应。相应的，我国农业生产经营主体很大部分还是生活于农村的农户，而农户可支配收入水

平并不高，资金短缺或者信贷渠道的缺失给先进生产设备的引进带来了许多困难，所以使得生产

现代化水平对农业生产影响并不明显。

2.稳健性检验。陈强等（2015）学者在计量经济学及Stata应用中指出，为保证估计结果的科学

性和准确性，对估计模型进一步做稳健性检验是非常有必要的，而采用的方法可以是去掉样本

中的极端值然后对子样本重做回归，再将子样本回归结果与全样本回归结果作比较，如果子样

本和全样本实证结果相近，则结果具有稳健性；反之则不具稳健性。李勇斌、袁辉等（2017）

学者皆采用此方法对动态GMM模型进行稳健性检验，本文将参考以上学者做法对研究结果做

118

2019年第1期

进一步检验。

通过计算人均农林牧渔业增加值Y、农业保险密度Prem、农业保险赔付率Rate、人均农作物

播种面积Area、文盲半文盲率Edu的平均值，结果发现上海的农业保险密度Prem最大、江苏的人

均农林牧渔业增加值Y最大、西藏的农业保险赔付率Rate最低且文盲半文盲率最高、黑龙江的人

均农作物种植面积Area最大。因此本文选择剔除上述四个具有代表性的省市，重新进行子样本回

归，回归结果分别见表4中的（2）（3）（4）（5）列。

由表4可知，子样本回归结果都满足AR(1)<0.05,AR(2)>0.05，Hansen P值>0.05条件，说明实证

结果是无偏一致估计，子样本回归中各变量显著性及估计系数的正负号均与全样本回归基本一

致，表明模型没有因为样本改变而发生明显变化，即模型是稳健的，本文实证结果可靠。

3.门槛效应检验。上述系统GMM估计结果表明，农业保险对农业生产水平具有显著的线性影

响。但我国农业生产水平受农业保险的影响是否存在门槛特征？为此，本文将进一步研究。本文

将把农业保险密度与农业保险赔付率放进模型，分别考察农业保险灾前与灾后对农业生产的非

线性影响。

首先对模型（2）、模型（3）做门槛效应检验，以确定门槛值个数。检验结果分别见表5、表

6。从表中可以看出，农业保险的灾前影响效应对农业生产的单一门槛、双重门槛、三重门槛的P

值分别是0.005、0.06、0.445，其单一门槛通过了5%的显著性水平检验，故其单一门槛显著。而农

业保险的灾后影响效应对农业生产的单一门槛、双重门槛、三重门槛的P值分别是0.515、0.36、

0.56，在5%水平下不能拒绝没有门槛效应的原假设。因此农业保险灾前影响效应对农业生产水平

存在门槛效应，但农业保险灾后影响效应对农业生产水平不存在门槛效应。

表5 模型（2）门槛效应检验结果

假设检验 F统计量 P值 10%临界值 5%临界值 1%临界值

单一门 32.74 0.005*** 17.131 20.493 27.428

双重门 17.37 0.060 15.398 19.656 25.925

三重门 6.71 0.445 15.703 21.972 55.190

门限值γ1 5.279 置信下限 5.188 置信上限 5.489

注：***表示在1%水平下显著，原假设为不存在门槛效应，下同。

表6 模型（3）门槛效应检验结果

假设检验 F统计量 P值 10%临界值 5%临界值 1%临界值

单一门 4.93 0.515 11.353 14.411 19.830

双重门 6.12 0.360 11.129 14.041 17.361

三重门 6.34 0.560 16.632 22.429 30.168

4.门槛回归结果。由门槛效应检验可知，农业保险赔付率对农业生产的影响不存在门槛效

应。但农业保险密度对农业生产的影响适合建立1个门槛效应的面板模型。农业保险密度与农业

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

119

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

生产单门槛模型参数估计结果见表7。

表7 农业保险密度与农业生产水平单门槛模型估计结果

变量 系数 标准误差 t值 P值 95%的置信区间

lnRate(-1) 0.031 0.013 -2.442 0.017** -0.057 -0.005

lnArea 0.462 0.111 -0.07 0.940 -0.023 0.021

lnRisk -0.001 0.011 4.15 0.000*** 0.243 0.682

lnEdu(-1) -0.169 0.032 -5.21 0.000*** -0.233 -0.105

lnMech 0.346 0.064 5.34 0.000*** 0.218 0.474

lnTra(-1) 2.121 0.172 12.29 0.000*** 1.781 2.462

Ln(Prem*Rate)(-1) -0.015 0.004 3.87 0.000*** 0.007 0.023

Cons 1.536 0.673 2.28 0.024** 0.208 2.865

lnPrem(-1) < 5.279 0.028 0.008 3.32 0.001*** 0.011 0.045

lnPrem(-1) > 5.279 -0.058 0.009 6.09 0.000*** 0.039 0.076

由农业保险密度与农业生产水平单门槛模型估计结果可知，农业保险密度的门槛值

lnPrem(-1)=5.279，意味着农业保险密度对农业生产的影响在lnPrem达到5.279时发生转变，此时

Prem=196.17。当农业保险密度Prem<196.17时，农业保险密度与农业生产在1%的水平下呈显著正

相关。当农业保险密度Prem <196.17时，农业保险密度对农业生产具有显著的负面影响。

发生这种现象主要是因为在低农业保险密度区间，农民道德风险对农业生产的抑制作用相

对较弱，而农业保险对农业生产风险的部分转移改变了农户生产行为，令农户更加倾向于“冒

险”，将投保后的农作物视为一种“实验”，使用新技术、新生产资料，比如选用新种子、新式

农药、新肥料。当然，也可能激发农户改变种植结构，提高高产农作物的种植比例，或者采用更

加先进的生产方式，提高劳动效率，所以使得农业产出增加。但在高农业保险密度区间，因其高

水平的保障作用，农户自身承担的风险损失比较少，因而道德风险作用较强，投保农户机会主义

行为变得突出。Shavell通过对道德风险进行深入分析，研究表明，保险合同承诺的风险保障水平

越高，投保人风险防范意识就会越低。也就是说农业保险密度提升到一定水平，道德风险问题变

得非常突出，农业保险密度增加反而对农业生产造成不利的影响，所以当农业保险密度达到这一

区间时，应该采取相关措施努力克服道德风险，尽量发挥农业保险的正向功能。

五、结论与对策建议

本文基于系统GMM模型和门槛效应检验，运用我国31省（自治区、直辖市）2007-2015年面

板数据，从灾前和灾后两个维度，实证分析了我国农业保险对农业生产的影响效应。研究结果表

明：（1）农业保险灾前对农业生产水平具有显著的负向影响，灾后具有显著的正向影响，但农业

120

2019年第1期

保险对农业生产的灾后正效应大于灾前负效应，所以总体上农业保险发展促进了农业生产水平的

提高。（2）农业保险灾前影响效应对农业生产水平存在门槛特征，在低农业保险密度区间，农业

保险灾前影响效应为正，但在高农业保险密度区间，农业保险灾前影响效应为负，而农业保险灾

后影响效应对农业生产水平不存在门槛效应。（3）农业产出具有惯性，前期产出对当期影响较

大；农业保险对农业生产的影响依赖于农业生产风险水平，且农业保险对农业生产的促进作用随

风险水平提高而下降。另外，人力资本、农村劳动力转移、农业生产风险水平均对农业生产产生

显著影响，而人均农作物播种面积、农业生产现代化水平则影响不明显。

综上研究，为增强农业保险对农业生产的促进作用，稳定农业产出，本文建议如下：

（1）精算风险分担比例，创新产品结构，努力克服道德风险发生。传统农业保险存在的比较

致命的问题便是道德风险，购买农险的农户比较容易忽视防灾防损工作的重要性。因此，保险公

司应该采取更加科学的精算方法以确定双方各自承担风险的大小，制定适宜的保障水平，既要充

分发挥农险稳定生产作用，也要刺激农户自身的防范意识，减少资源的浪费；此外，指数保险具

有透明化、标准化特点，可以减轻传统农业保险存在的道德风险压力，而且北京、上海等地已经

开发出天气指数保险、农产品价格指数保险等新型险种，效果也比较好。保险公司也应该创新农

业保险产品结构，使农业保险从物化向指数化发展，千万百计地努力克服道德风险发生，增强农

业保险对农业生产的正向激励作用。

（2）降低营业成本，提高赔付水平。农业保险的赔付率对农业产出有非常显著的正面影响，

赔付水平越高，对农业生产越有利。因此保险公司今后应该更加注重加强技术和制度的创新，节

省在展业、承保、理赔等方面成本，把开支尽量用到灾后的赔付上面，提高农业保险赔付水平，

帮助受灾农户及时恢复生产经营，保持农业生产持续性。

（3）提高农户教育水平，加强农业保险宣传力度。研究结果表明农业保险对农业生产具有

明显的正向影响，但我国农户的受教育水平比较低，这不仅影响人力资本的积累，而且还会降低

农户对保险的接受程度。保险机构应该邀请专家学者向农户提供保险知识讲座、农业生产技能培

训，增强农户的人力资本积累，提高其对保险的认知度，刺激农业保险的发展，进而强化其对农

业生产水平的促进。

（4）开展部门合作，减弱农业生产风险负面影响。本文研究表明农业保险对农业生产的促进

作用会随农业生产风险水平的提高而减弱，另外，农业生产风险本身也会抑制农业产出水平的发

展，因此应该努力加强保险公司、气象部门、风险管理部门的三方合作，充分利用相关资源有效

预测、管理农业风险，降低农业风险水平，减弱其对农业生产的负面影响。

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

121

（总第10期）2019年第1期 N o . 1，2 019

General No.10

参考文献

[1]Shaik S,Atwood J.An examination of different types of adverse selection in federal crop insurance[C].

Providengce:Western Agricultural Economics Association Meetings,2002：1-13.

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[3]王向楠.农业贷款、农业保险对农业产出的影响-来自2004-2009年中国地级单位的证据[J].中国农村经

济.2011，（10）：44-51.

[4]周稳海，赵桂玲，尹成远.农业保险对农业生产影响效应的实证研究-基于河北省面板数据和动态差分

GMM模型[J].保险研究.2015，（5）：60-68.

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归[J].中国农业大学学报.2017，（12）:163-173.

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[11]马九杰，催卫杰，朱信凯.农业自然灾害风险对粮食综合生产能力的影响分析[J].农业经济问题.2005,

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122

2019年第1期

An Empirical Analysis of the Impact of Insurance on Agricultural Production in China

—from the Perspective of Targeted Poverty-alleviation

LI Yongbin XIE Tao DU Xianpei LIANG Sheng

（Business college, Guangxi University, Guangxi nanning）

Abstract：Based on the panel data of 31 provinces (autonomous regions, municipalities) in China from 2007 to

2015, this paper firstly analyzes the impact mechanism of insurance on agricultural production from the two dimensions

of pre-disaster and post-disaster, and the system GMM and threshold effect model are used to empirically test the

linear and non-linear effects of insurance on agricultural production. The results show that agricultural insurance

promoted the agricultural output. The pre-disaster impact of insurance has a significant threshold for agricultural

production, and post-disaster effects of insurance have no threshold. The impact of insurance on agricultural

production depends on the level of agricultural production risk, and the role of which diminishes as the risk increases.

Key words：Targeted Poverty-alleviation; Agricultural Insurance; Agricultural Production; System GMM model

（责任编辑：钟离非）

农村金融我国农业保险对农业生产影响效应的实证分析

123

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与评价数据规范”的要求，对学术论文的“参考文献”和“注释”的体例做如下规范，敬请广大作

者在来稿时密切配合。

（一）参考文献

参考文献附于正文之后，所列文献须在文中进行实引，即正文中要将所列参考文献一一标明，

标号与文后参考文献标号相对应。各种文献的著录信息必须完整，外文文献的著录格式参照中文

相应文献的著录格式（姓在前、名在后，姓不缩写，名可以缩写，例如，“ALBERT （名）EINSTEIN

（姓）”应写为“EINSTEIN A”），姓名全部用大写字母。文献著录格式如下：

1.著作—[序号]主要责任者.文献题名[M].版本.出版地：出版者，出版年：起止页码。如：

[1]杜肯堂. 区域经济管理学[M] 北京: 高等教育出版社，2004: 50-55.

[2]ALEXANDER N. International retailing [M]. Oxford: Blackwell Business，1997: 23-26.

2.期刊文章—[序号]主要责任者.文献题名[J].刊名，年，（期）：起止页码。

[3]王德忠.我国新型工业化道路的障碍与对策[J]四川大学学报（哲社版），2004（2）: 15-19.

[4]ALEXANDER N，MYERS H．European retail expansion in South East Asia[J]. European Business

Review，1999，34 （2）: 45-50．

3.报纸文章—[序号] 主要责任者.文献题名（N）.报纸名，出版日期（版次）。

[5]丁文祥. 数字革命与竞争国际化[N]. 中国青年报， 2000-11-20 （15）.

4.论文集中的析出文章—[序号]析出文献主要责任者.析出文献题名[A].论文集主要责任者.论文

集题名[C]，出版地：出版者，出版年：析出文献起止页码。

[6]辛希孟. 信息技术与信息服务国际研讨会论文集:A集[C]. 北京: 中国社会科学出版社，1994：

45-55．

5.译著—[序号]国名或地区（用中括号）主要责任者.文献题名[M].译者.出版地：出版者，出版

年：起止页码.

[7]王斌. 信息技术与信息服务[M]//许厚泽， 赵其国.信息技术与应用.北京：中国社会科学出版

社，1998:121-140.

6.电子文献—[序号]主要责任者.电子文献题名[EB/OL].文献出处或可获得地址，发表或更新日

期。

[8]萧钰. 出版业信息化迈入快车道[EB/OL]. http://www. Book-tide.com/ news/20011219/200112190019.

html，[2002-04-15].

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《当代金融研究》稿件参考文献及注释规范

124

《当代金融研究》稿件参考文献及注释规范

2006-01-11.

7.学位论文—[序号]主要责任者.文献题名[D].出版地：出版者，出版年：起止页码。

[10]张志祥. 间断动力系统的随机扰动及其在守恒律方程中的应用[D].北京: 北京大学数学学院，

1998: 55-59.

8.报告—[序号]主要责任者.文献题名[R].出版地：出版者，出版年。

[11]冯西桥. 核反应堆压力管道与压力容器的LBB分析[R]. 北京: 清华大学核能技术设计研究院，

1997.

（二）参考文献与注释的区别

参考文献是作者写作论著时所参考的文献书目，是作者引文（正式出版物）所注的出处，文中

先用方括号按先后顺序标出，且置于行文的右上角，文献说明一律放在文末，即采用顺序编码制，

外文参考文献按照国际通行的著录格式标注；注释则是作者对论著正文中某一特定内容的进一步

解释或补充说明，在行文的右上角用圆圈标出，并在脚注时写明出处。参考文献编号用[1]、[2]、

[3]⋯⋯，注释编号用①、②、③⋯⋯；

（三）参考文献的类型及标志

专著——M、论文集——C、报纸文章——N、期刊文章——J、学术论文——D、论文报告——

R、标准——S、专利——P、磁带（magnetic tape）——MT、磁盘（disk）——DK、光盘（CD-

ROM）——CD、联机网络（online）——OL、联机网上数据库——[DB/OL]、磁带数据库——[DB/

MT]（database on magnetic tape）、光盘图书——[M/CD]（monograph on CD-ROM）、磁盘软件——

[CP/DK]（computer program on disk）、网上期刊——[J/OL]（serial online）、网上电子公告——[EB/OL]

（electronic bulletin online）。

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件一经处理，则必须经编辑部进行退修操作后您才可以对稿件进行修改。在提交修改稿时，请直接以您已申请注册的用户名和密码登录网站投稿系统, 点击“稿件管理”菜单下“上传/下载修改稿”子菜单，找到该稿件编号对应的稿件，先下载(打开)原文，查阅编辑部是否有直接的批注或修改；修改稿或补充的内容通过“修改”功能上传。请不要使用投稿功能再投此稿，否则将被视为新稿件，已有的审稿结果将会作废。

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4.接下来的网页中，点击网页最

下方的下一步：

5.继续点击下一步

6.接下来的界面中，检查投稿信

息，如有修改之处，点击修改，

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