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银行资产证券化的风险自留监管_作用机制和福利效果

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内容提示: 第1 3卷第3期2 0 1 4年4月经 济 学 ( 季 刊)C h i n a   E c o n o m i c   Q u a r t e r l yV o l . 1 3,N o . 3A p r i l,2 0 1 4银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果郭桂霞 巫和懋 魏 旭 王 勇*摘 要 本文首先建立了一个两期模型的理论框架,分析当银行将信息不透明的资产通过证券化卖给连续统个市场投资者时,风险自留监管的效果。基本模型的分析发现:首先,单一风险自留比例不具有普适性;最优风险自留比例与基础资产的风险收益特征、交易双方的风险态度都密切相关。其次,风险自留监管会降低差资产证券化数量的有效信息含量,从而加剧逆向选择程度;而对于好资产,又存在发信号成本。本文进而从道...

文档格式:PDF| 浏览次数:18| 上传日期:2015-04-10 09:23:01| 文档星级:
第1 3卷第3期2 0 1 4年4月经 济 学 ( 季 刊)C h i n a   E c o n o m i c   Q u a r t e r l yV o l . 1 3,N o . 3A p r i l,2 0 1 4银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果郭桂霞 巫和懋 魏 旭 王 勇*摘 要 本文首先建立了一个两期模型的理论框架,分析当银行将信息不透明的资产通过证券化卖给连续统个市场投资者时,风险自留监管的效果。基本模型的分析发现:首先,单一风险自留比例不具有普适性;最优风险自留比例与基础资产的风险收益特征、交易双方的风险态度都密切相关。其次,风险自留监管会降低差资产证券化数量的有效信息含量,从而加剧逆向选择程度;而对于好资产,又存在发信号成本。本文进而从道德风险的角度证明,银行的风险态度会影响单一风险自留要求是否能够提高银行监督贷款的激励。因此,在实施风险自留监管时,政府应当结合银行和投资者的风险规避程度等具体情况有针对性地进行,从而比单一风险自留监管更好地提高社会福利。关键词 风险自留监管,逆向选择,道德风险*郭桂霞, 对外经济贸易大学国际经济研究院; 巫和懋, 北京大学国家发展研究院; 魏旭, 中央财经大学金融学院; 王勇, 对外经济贸易大学国际经济贸易学院。通信作者及地址: 郭桂霞, 北京市朝阳区惠新东街1 0号对外经济贸易大学科研楼1 1 1 3室, 1 0 0 0 2 9; 电话:1 3 8 1 0 4 9 8 4 5 6; E -m a i l: g u o g u i x i a @g m a i l . c o m。郭桂霞感谢国家自然科学基金青年科学基金 项 目 ( 7 1 2 0 3 0 2 6) 、 教育部人文 社会科学研究青年基金( 1 2 Y J C 7 9 0 0 4 7) 、 对外经济贸易大学中央高校基本科研业务费资助项目( C X T D 4 - 0 4) 、 2 1 1工程建设项目以及优秀青年学者培育计划( 2 0 1 3 YQ 1 0) 的资助。巫和懋感谢教育部重点研究基地北京大学中国经济研究中心招标课题“ 并购重组在中国股票市场的经济功能研究” ( 0 8 J J D 8 4 0 1 9 8) 的资助。王勇感谢教育部人文社会科学研究青年基金( 1 3 Y J C 7 9 0 1 5 3) 和对外经济贸易大学中央高校基本科研业务费资 助 项 目( C X T D 4 - 0 4) 的资助。一、引  言2 0 0 7—2 0 0 8年的金融危机以来,越来越多的经济学家和各国金融监管部门认为商业银行等金融机构通过资产证券化转移自身信贷风险的行为是引发此次金融危机的重要原因之一。作为一种金融创新,资产证券化在此次金融危机中出现了严重的问题,根本原因在于证券化过程中信息严重不对称:资产证券化的技术越来越复杂,从而银行从资产负债表上转移的资产的信息更加不透明。尤其是打包后的结构化证券,即使该领域的专家或专业评级机构也很难准确地评估每种等级 ( t r a n c h e)的结构化证券所隐含的风险,从而无 8 8 8  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷法对每种证券进行合理的估值 ( D u f f i e,2 0 0 8) ,所以投资者的估值就更加不准确,信息不对称问题也变得越来越严重。而从道德风险的角度来看,银行把风险资产转移到资产负债表之外以后,就把违约风险转移给了证券化资产的购买者,由于借款人和市场投资者观察不到银行的行为,从而可能降低银行监督其已转移资产的激励 ( D u f f i e,2 0 0 8) 。针对于此,2 0 0 9年以来,包括美国和欧盟在内的各国金融监管部门纷纷加强了对于商业银行资产证券化的监管,提出 “ 风险自留监管” ( r i s k   r e t e n -t i o n   r e g u l a t i o n) 。2 0 1 0年7月2 1日,美国 《 D o d d - F r a n k华尔街改革和消费者保护法案》 ( D o d d - F r a n k  W a l l   S t r e e t   R e f o r m   a n d   C o n s u m e r   P r o t e c t i o n   A c t)正式成为法律,其中的 《 信用风险自留法案》( C r e d i t   R i s k   R e t e n t i o n   A c t)规定:发放贷款并把贷款转移给第三方的债权人,以及资产支持证券的发起人,必须至少自留交易总额的5%。与美国金融监管部门的提议类似,欧盟也通过了一项监管措施,要求从事资产证券化的银行必须至少持有证券化资产总额的5%。1美国等金融监管部门之所以提出5%的风险自留监管,初衷是希望通过要求银行持有一定比例的风险暴露,降低其向表外转移 “ 有毒”资产的动机,并提高银行监督其资产违约风险的激励。尽管这一监管措施并非完全没有现实依据2,但其理论基础却尚未得到深入研究。风险自留监管是否一定可以降低银行转移 “ 有毒”资产的动机?是否一定能够提高银行监督其资产的激励?是否一定能够缓解信息不对称问题从而起到保护投资者的目的?存在什么样的监管成本?福利效果又如何?因此,本文旨在建立一个严谨的理论框架,来系统评估风险自留监管的作用机制和福利效果。本文认为,资产证券化本身并不是 “ 万恶之源” ;需要通过监管来消除的并非资产证券化活动,而是资产证券化过程中的信息不对称问题。本文通过分析逆向选择问题的基本模型发现,如果银行和投资者都是风险规避的,那么资产证券化市场上的信息不对称会导致两种扭曲:资产证券化总量的扭曲( d i s t o r t i o n   o f   s e c u r i t i z a t i o n   q u a n t i t y)和结构的扭曲 ( d i s t o r t i o n   o f   s e c u r i t i z a -t i o n   s t r u c t u r e) 。资产证券化总量的扭曲,是信息不对称所导致的证券化数量低于社会最优水平。具体地,由于投资者不知道资产的真实价值,从而按照资产的市场平均价值支付价格,所以银行会过多地出售质量相对较差的资产,而高质量的资产就被 “ 驱逐”出市场。这样,本该在证券化市场上进行交易1关于自留形式, 美国的《 信用风险自留法案》 并没有明确规定, 仅规定“ 可能允许的自留形式由联邦储备银行机构指定” 。而欧洲议会则规定了三种可供选择的自留形式: “ 持有各个等级证券价值的5%” , 即垂直自留( v e r t i c a l   s l i c e) ; “ 可以自行选择持有哪个等级的证券, 且自留总额不低于证券化总价值的5%” ;“ 持有最低等级( f i r s t   l o s s   t r a n c h e) 证券, 且自留总额不低于证券化总价值的5%” 。2根据I MF( 2 0 0 9) 的估算, 2 0 0 2年至2 0 0 9年间, 美国各类A B S的发行者持有相关交易额的比例大都低于5%, 加权比例甚至低于3%。因此, 监管部门要求5% 的自留比例是希望对于所有类型的资产都有约束力。 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 8 9  的资产,却由于信息不对称的存在无法在市场上交易,造成证券化总量的扭曲。资产证券化结构的扭曲,是与完全信息的情形相比,信息不对称情形下银行过度证券化低质量资产而保留高质量资产。资产证券化总量和结构的扭曲分别导致了社会福利总量和结构的扭曲,即银行获得信息租金但存在信息劣势的投资者却遭受到未预期到的效用损失,且社会福利整体下降。这两种扭曲的存在,就为政府进行风险自留监管留出了空间。但是,如果政府简单地对资产证券化活动进行单一风险自留监管,又会带来新的扭曲。第一,不存在适用于所有市场的最优单一风险自留比例;最优自留比例与银行和投资者的风险规避程度以及基础资产的风险—收益特征密切相关。第二,风险自留监管可以修正资产证券化结构的扭曲,从而可以降低投资者的信息损失,达到保护投资者的目的。但是,风险自留监管在修正结构扭曲的同时却带来了新的扭曲,即具有隐含的监管成本3:对于质量较差的资产,统一的风险自留要求降低了投资者从银行的证券化规模中可以得到的有效信息含量,从而导致信息不对称和逆向选择问题更加严重,这就加剧了资产证券化总量的扭曲。而对于质量较好的资产,风险自留监管又存在发信号成本。纯地使用单一风险自留要求,而应当结合银行和投资者的风险规避程度对不同类型的资产制定不同的风险自留比例,这样能够更好地提高社会福利。本文接着从道德风险的角度再次证明了单一风险自留监管并不一定能够实现提高银行监督激励的初衷,其监管效果至少与银行的风险态度相关:如果银行的风险规避程度随财富的增加而提高得足够快,风险自留监管反而会降低银行的监督动机。这是由于风险自留监管降低了银行的证券化比例,直接效应是提高了银行的监督动机,而同时因降低了通过证券化可以获得的收入,从而降低了银行的风险规避程度,从而降低了银行的监督动机。当银行的风险规避程度随财富的增加而提高得足够快时,这种间接效应就大于直接效应,从而监管反而适得其反。因此,风险自留监管必须结合银行的具体情况来实施。4第三,综合考察风险自留监管的好处和隐含成本,政府不应单3政府干预具有隐含的监管成本, 这是古典经济学的题中应有之义, 并非本文的新发现。4在本模型中, 银行需要通过改变证券化的数量来向市场发送关于资产质量的信号, 因此是有成本的信号博弈。二、文 献 综 述文献中直接分析风险自留要求的理论研究还不多,从信息经济学的角度进行研究的更少。与本文相关的现有研究主要从逆向选择、道德风险以及单一风险自留要求的普适性等三个方面展开。 8 9 0  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷在逆向选择问题方面,D u f f i e( 2 0 0 8)和B e r n d t   a n d   G u p t a( 2 0 0 9)强调,资产证券化过程中存在严重的信息不对称:资产证券化技术和定价过程非常复杂,使得银行转移到资产负债表之外的资产信息极不透明,投资者很难准确评估其所购买的资产支持证券 ( A s s e t - B a c k e d   S e c u r i t i e s,A B S)的真实价值。因此,A B S市场是典型的 “ 柠檬市场” ,存在严重的逆向选择问题。从实证研究来看,D r u c k e r   a n d   P u r i( 2 0 0 9)发现,银行倾向于转移违约风险较高的贷款。A f f i n i t o   a n d   T a g l i a f e r r i( 2 0 1 0)对意大利的贷款数据进行分析后也得到类似地结果:贷款质量越差的银行越倾向于将其资产转移到资产负债表外。这些研究为本文从逆向选择的角度进行分析的基本模型提供了实证基础。从逆向选择的角度来刻画风险自留监管时,由于风险自留监管的作用机制类似于信号博弈中对于企业保留股权份额以传递企业价值信号的分析,本文基本模型借鉴了 L e l a n d   a n d   P y l e( 1 9 7 7)的经典模型。L e l a n d   a n d   P y l e( 1 9 7 7)利用信号博弈的分析表明,企业保留本企业股份的数量可以作为企业价值的无噪音信号,企业愿意保留的股权比例越大,就会给投资者越多的信心表明该企业的投资价值越大,从而股价就越高。D e M a r z o( 2 0 0 5)发现银行可以通过把不同质量的资产打包、分等级并持有次级证券的特定比例来向市场 传 递 资 产 质 量 的 信 息。但 是,L e l a n d   a n d   P y l e( 1 9 7 7) 与 D e M a r z o( 2 0 0 5)都假设证券化资产的买卖双方均为风险中性,从而无法考察银行和投资者在风险态度方面的异质性所带来的影响。我们认为,在现实中,不同类型的投资者具有不同的风险态度。例如,对冲基金等机构投资者的风险厌恶程度较低,退休基金等机构投资者的风险厌恶程度较高,因而引入异质性风险厌恶程度,可以用来区分不同类型的投资者。类似地,不同类型的资产证券化发起人也可以用其风险态度来区分。而据笔者所知,目前并没有文献这样做。我们将风险态度引入L e l a n d   a n d   P y l e( 1 9 7 7) ,就可以通过比较静态分析来很简洁地考察异质性投资者和证券化发起人对于风险自留监管的反应以及单一风险自留监管的普适性问题。从道德风险的角度来看,风险自留要求在模型刻画上类似于出售贷款的承诺回购问题,而G o r t o n   a n d   P e n n a c c h i( 1 9 9 5)在研究银行出售贷款的问题时发现,即使发起人承诺贷款到期违约时会部分回购已出售资产,发起人监督已出售贷款的动机仍然下降。D u f f i e( 2 0 0 8)指出,银行监督已证券化贷款的激励很差,从而增加了这些贷款的到期违约风险,使得投资者遭受损失。F e n d e r   a n d   M i t c h e l l( 2 0 0 9)分析了不同的自留形式对银行监督激励的影响,发现只有当经济状态较好时,持有最低等级资产才能激励银行提高监督贷款的动机。K i f f   a n d   K i s s e r( 2 0 1 0)将资本充足率要求引入F e n d e r   a n d   M i t c h e l l( 2 0 0 9) ,考察最优自留比例的存在条件和最优自留比例的大小。而 H a t t o r ia n d   O h a s h i( 2 0 1 1)发现,当银行无法区分经济状态的好坏时,风险自留监管 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 9 1  会降低银行对于差资产的监督激励。实证研究的结果也是莫衷一是。B h a r d -w a j   a n d   S e n g u p t( 2 0 1 1)利用美国的贷款数据发现,证券化并没有降低美国2 0 0 4年以来银行发放贷款的质量;而K e y s   e t   a l.( 2 0 1 0)却发现资产证券化的确会降低美国银行监督其贷款的激励。但是,现有文献并没有强调银行风险态度的重要性,这将在本文的道德风险模型中进行讨论。关于5%的单一风险自留要求的普适性,与本文的发现相同,已有的研究大都认为单一自留比例要求无法适用于所有资产类型和经济状态。F e n d e r   a n dM i t c h e l l( 2 0 0 9)的分析表明,最优风险自留形式应该随经济状态的不同而不同。I MF( 2 0 0 9)强调最优风险自留监管框架是建立在贷款池的初始质量及其在证券化过程中随宏观经济条件的变化基础上的,因此应当是包括资产类型和质量、证券结构以及宏观经济条件在内的规则矩阵。我国银行的资产证券化活动起步较晚 ( 2 0 0 5年3月才正式开始试点) ,监管措施也比较不完善,2 0 1 3年1 2月3 1日央行和银监会也才提出5%的风险自留要求,学者们也开始对该措施展开讨论。但总的来说,目前我国学术界对于风险自留监管的研究还处于初步探索阶段,只有少数文献描述性地提到了风险自留监管。巴曙松等 ( 2 0 1 0)求发起人 计 提 一 定 比 例 的 风 险 自 留 资 本。陈 兵 和 高 鹏 程 ( 2 0 1 0)5建议在坚持 “ 风险隔离”的基础上,要6、王 敏( 2 0 1 1)7分别总结了美国和欧盟对资产证券化监管的改革,包括5%的风险自留监管。赵静 ( 2 0 1 1)于草率,指出资产证券化的整个操作过程容易出现对风险监控的模糊化问题,而且将发起人和投资者捆绑起来,会妨碍 A B S的有效市场定价。倪志凌8认为美国金融监管改革法案中5%的风险自留监管过( 2 0 1 1)9利用美国银行控股公司的资产证券化数据进行实证研究,发现资产证券化的主要目的是获取流动性,而并非转移风险,从而认为5%的风险自留监管对银行资产证券化行为的影响有限。因此,本文的主要创新之处和贡献主要表现在三个方面:首先,从逆向选择的角度研究风险自留监管的现有分析,大都把自留比例直接视作卖方可以自由决定从而向市场发送无噪音信号的一种手段,而忽略了5%的风险自留要求实际上排除了资产较差的银行自由决定其证券化资产5巴曙松、 王璟怡、 杜婧, “ 从微观审慎到宏观审慎: 危机下的银行监管启示” , 《 国际金融研究》 , 2 0 1 0年第5期, 第8 3—8 9页。6陈兵、 高鹏程, “ 金融风险转移的再审视与金融监管理念之更新: 从美国资产证券化问题说开” , 《 学术论坛》 , 2 0 1 0年第1 0期, 第5 7—6 3页。7王敏, “ 资产证券化市场的国际监管改革与未来发展” , 《 西南金融》 , 2 0 1 1年第3期, 第2 6—2 8页。8赵静, “ 美国金融监管法案对我国资产证券化监管的启示” , 《 经济导刊》 , 2 0 1 1年 第7期, 第2 6—2 7页。9倪志凌, “ 动机扭曲和资产证券化的微观审慎监管: 基于美国证据的实证研究” , 《 国际金融研究》 , 2 0 1 1年第8期, 第7 5—8 7页。 8 9 2  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷自留比例的能力,从而降低了发送的信号的有效信息含量。这样,风险自留监管就不一定如同监管部门所预期的那样,必然减轻逆向选择问题。所以,本文对这一问题的深入分析,有助于理解风险自留监管的作用机制及其效果。其次,本文将风险态度引入逆向选择和道德风险模型,从而可以很便捷地通过比较静态分析来考察风险自留监管下不同类型的银行和投资者的激励变化。同时,本文不仅分析了逆向选择问题,还进一步利用道德风险模型讨论了银行风险态度与风险自留监管提高银行监督动机的关系,从而可以更加全面地分析风险自留监管的普适性问题,为风险自留监管的作用机制提供了微观理论基础,这是本文重要的理论贡献。再次,鉴于我国对于 风险自留监管的 关 注 和 学术 研 究 尚 处于探索 阶段,对于银行资产证券化过程中逆向选择和道德风险问题的系统、深入分析,不仅有助于更好地理解和评估美国和欧盟提出的风险自留监管,而且更重要的是,对于我国针对起步不久的银行资产证券化的监管也具有重要参考价值。本文下面的部分安排如下。第三部分至第六部分分析逆向选择的基本模型。其中,第三部分刻画基本模型的设定,第四部分分析完全信息时的情形,作为后面分析的基准。第五部分考察资产证券化市场上的信息不对称所导致的证券化总量和结构的扭曲。接着在第六部分评估风险自留监管对于这两种扭曲的修正机制及其福利效果。第七部分利用道德风险模型分析风险自留监管对于银行监督激励的影响。第八部分是结论。三、基 本 模 型假设经济中有一个风险规避的银行1 0,其效用函数为期望—方差形式:E U(槇W)=E(槇W)-12γ V a r(槇W) ,其中,γ>0是银行的绝对风险规避系数,槇变量。模型时序见图1。t =0时,银行的资产负债表如下:负债为存款D 和权益资本K,资产为 ( D+K) 。为了将分析的重点放在风险自留监管,假设银行不受资本充足率监管,或者等价地,假设银行的资本充足从而资本充足率W是银行的期末财富,是一个随机1 0  R o c h e t( 2 0 0 8) 指出, “ 银行为风险规避的” 这一假设很难给出合理的解释。文献中解释银行规避风险的a l. ( 1 9 9 3) 和F r o o t   a n d   S t e i n( 1 9 9 8) , 认为利润最大化的银行之所以不仅关心财富的期望值, 还同时关心财富的分布( 即风险) , 原因在于如果银行有财富约束, 同时面对众多收益为凹函数的新投资机会, 那么银行如果希望投资于这些新项目而需筹措外部资金的成本为凸函数, 则银行的行为就呈现出风险规避的特性, 从而就有风险管理的动机。本文假设银行为风险厌恶, 可以避免出现要么全部证券化, 要么完全不证券化的角点解。原因主要有F r o o t   e t   第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 9 3  要求不是紧约束。图1 时序银行的资产包括无风险资产 ( D+K-X)( 固定毛回报率为rf)和[ 0,1]上的连续统个风险资产。代表性风险资产记作j,每个风险资产的数量为X,从而风险资产总额为∫10X d j=X。银行在t=0时借到资金D,筹集股权资金K,并将资金投资于风险资产和无风险资产。银行负债和资产都在t=2时到期,即不存在资产和负债的期限不匹配问题。毛借款利率为rD。为了简化起见,假设资产证券化所得到的现金收入以及银行的权益资本都不进行再投资。不同的风险资产毛回报率不同。代表性风险资产1 1在t=2时的毛回报率为r~~N ( ^r,σ服从 [ r,r2) 。t =1时,只有银行知道风险资产的质量^r,投资者认为^r是-]上的均匀分布,r> rf>1。因此,对投资者来说r~| ^r~N ( ^r,σ统个风险规避的同质投资者i∈[ 0,1] 。假设投资者的效用函数也是期望—方差形式,其绝对风险规避系数为λ。每单位货币的面值标准化为1,从而p是每单位资产以货币表示的市场价值。t =2时,风险资产的回报率r假设金融监管部门无法观察银行出售资产的真实质量,且不能强制银行真实地披露资产质量。否则,监管部门就可以向市场披露或者要求银行向市场披露资产的真实价值,这显然可以提高效率。然而,披露资产的真实质量要么成本高昂,要么不可置信。因此我们考察监管部门规定银行资产证券化的自留比例下限,这种监管措施的实施成本较低。在下面的分析中,本文用证券化比例的上限要求来等价地分析自留比例的下限要求。之所以可以这样做,是因为如果在分离均衡中市场投资者认为q可以无噪音地反映资产的真实价值,从而q是资产质量^2) 。t =1时,银行将风险资产X的q比例进行证券化1 2并以价格p卖给连续1 1本模型早期的版本中假设每个风险资产价值为Xj, 并分析其最优的证券化比例q j及市场价格p j。得到的结果与假设代表性风险资产的做法相同。因此, 为了符号简便, 我们直接分析代表性风险资产。另一个理解的角度是, 假设经济中有连续统个银行, 每个银行只有一种风险资产, 这与假设单个银行拥有连续统个风险资产的做法是等价的。1 2本文的“ 证券化” 过程实际上是银行直接出售贷款, 这种刻画资产证券化的方法在现有文献中经常使用( F e n d e r   a n d   M i t c h e l l,2 0 0 9;K i f f   a n d   K i s s e r,2 0 1 0;H a t t o r i   a n d   O h a s h i,2 0 1 1) 。这一简化是为了将分析的重点放在信息不对称上。对于如何刻画资产证券化过程使之更加符合真实世界, 我们在另一篇独立的文章中考虑了“ 打包—分等级” 的过程以及初级证券的厚度对于资产证券化规模的影响。我们的研究发现, 如果用出售贷款来刻画资产证券化而不考虑“ 打包—分等级” 的过程, 会低估银行资产证券化的规模, 从而只会加强而不会削弱基本模型的结果。鉴于刻画“ 打包—分等级” 的过程会使得每个等级的资产定价变得比较复杂, 我们对这一过程进行了简化。~实现,参与各方按照合同得到相关支付。r的充分统计量,那么 8 9 4  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷自留比例所包含的信息就成为冗余的了,不能进一步提高投资者对证券化资产估值的准确性。四、基准情形:完全信息本节首先分析完全信息时的分散化均衡,作为后面分析的基准。为了表述方便,定义当证券化比例q可以无噪音地反映资产质量时的市场均衡,其他情形均可以作为该情形的特例。投资者从证券化比例q中得到的信息集记为Ω。投资者i的优化问题是决定证券化资产的最优需求y i,以最大化其期望效用:m a xyiE^r{ E[ y i( r~-p)|Ω, ^r] }-12λ   ·{ V a r^r[ E( y i( r~-p)|Ω, ^r) ]    +E ^r[ V a r( y i( r~-p)|Ω, ^r) ] }   =y i·[ E( ^r|Ω)-p]-12λ y2i   ·[ V a r( ^r|Ω)+σ2] ,( 1)其中公式 ( 1)使用了重复期望定理和总方差定理。可见,对于投资者来说,不确定性来自两个方面:关于^r的不对称信息以及r风险规避的投资者会对V a r( ^r|Ω)和σ~本身的不确定性。因此,2两个部分都要求溢价。银行的期末财富槇W是槇W =( D+K-X) rf+q X·p( q)+( 1-q) X r~-D·rD,因此银行的优化问题是决定最优证券化比例q,以最大化其期望效用:m a xqK  rf+D( rf-rD)+q X·[ p( q)-rf]   +( 1-q) X( ^r-rf)-12γ σ2  X2·( 1-q)2.( 2)  定义1给出了本模型中均衡的定义。定义1 给定参数 { D,K,X;^和证券化比例 { p,q}以及投资者对证券的需求量 { y i}( 1)给定从证券化比例q中能够得到的可利用信息集Ω,投资者i ∈[ 0, 1]的证券需求量y i最大化其期望效用 ( 1) ;( 2)给定市场价格p,银行的证券化比例q最大化其期望效用 ( 2) ;r,rD,rf;λ,γ;σ2} ,均衡是证券价格i ∈[ 0, 1],满足:( 3)证券市场出清:∫10y id i=q X。命题1总结了完全信息情形的市场均衡。所有命题和引理的证明均见附录。 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 9 5  命题1 如果银行和市场投资者都可观察到资产质量^对于所有质量的资产,银行的证券化比例都相同,即对于任意^r∈ [ r,r-] ,那么r∈[ r,r-] ,pB =^r-λ σ2  X·γγ+λ, q B =γγ+λ( 3)  从命题1中可见,由于风险资产在完全信息的市场上可以得到准确估值,所以资产证券化本质上就是一个风险分担问题:银行和投资者各自按照自身的风险偏好来承担,从而q B是独立于资产质量^r的固定常数。而且均衡的证券化比例 q B γ>0, qB λ<0。从直觉上看,银行和投资者谁的风险规避程度越高,谁就相应承担较少的风险。再次强调,监管部门既不能观察到银行资产的真实质量,也不能强制银行真实地披露其资产质量,因而监管部门的目标就是最大化所有质量的资产在 [ r,r-]上的期望社会福利:E WB=X·r+r-2+[ ( K-X) rf+D( rf-rD) ]-12σ2·X2·λ γλ+γ.( 4)  公式 ( 4)是将命题1的均衡价格和数量代入公式 ( 1)和公式 ( 2)后相加得到的。因此,根据公式 ( 4) ,社会福利是银行与投资者的期望收益之和。五、有不对称信息但无监管的情形( 一)无监管的均衡  资产证券化市场上存在信息不对称时,如果不加监管,市场投资者无法观察到证券化比例q的具体数值,只能观察到银行是否进行证券化。因此,投资者的可用信息集并非空集,而是 “ 银行是否进行资产证券化”这个事件,即Ω U= { q>0} 。投资者利用Ω U对自己的信念进行更新后,银行最初的证券化比例q便不再是均衡,因而银行相应地调整其证券化比例。银行调整的证券化比例是否大于0又进而成为投资者可利用的新的信息集。投资者的信念更新和银行的最优证券化比例的决策如此往复,直至收敛到均衡。1 31 3在无监管的情形中, 假设投资者无法通过q准确地推断银行资产质量的信息, 这看起来有些严格。不过, 这一假设只是为了使投资者在无监管的情形中没有无噪音的信号可以利用。如果投资者可以准确地知晓q, 那么一定还有其他方面的信息不对称导致投资者并不能准确推断出资产质量。为了避免引入其他方面的信息从而不必要地增加分析的复杂性, 我们作了这一假设。当然, 现实中由于银行在资产证券化过程中自留的部分证券会通过多种形式实际上转移出去, 从而投资者也的确无法准确得知银行证券化资产的真实规模。 8 9 6  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷资产质量^r的无条件方差记作η2≡V a r( ^r)=( r-- r)21 2。假设A可以使我们的分析集中在逆向选择问题较为严重的情形,而逆向选择问题比较不严重的情形也可以类似地讨论。假设A 银行证券化资产的质量^r的分布足够分散,从而r-- r>2 γ σ2  X。在假设A下,投资者更加难以推断资产的质量,从而面临着较为严重的逆向选择问题。命题2总结了无监管情形的均衡价格和证券化比例。命题2 在假设A下,如果只有银行可以观察到资产的真实质量但对证券化比例q没有监管,市场均衡为:p U =r+γ σ2  X-λ q UX·(η2U +σ2) , 如果r<^如果^r<^rU0,rU <^r<r-烅烄烆( 5)且如果γ< λ 1+13γ2σ2X()2,q U =r+2 γ σ2  X-^rλ X·(η2U +σ2)+γ σ2  X, 如果r<^r<^rU0,如果^rU <^r<r-烅烄烆( 6)  如果γ> λ 1+13γ2σ2X()2,q U =1,如果r<^r<r+γ σ2  X-λ X(η2U +σ2)r+2 γ σ2  X-^rλ X·(η2U +σ2)+γ σ2  X, 如果r+γ σ2  X-λ X(η2U +σ2)<^r<^rU0,如果^rU <^r<r-烅烄烆,( 7)其中,η2U≡13γ2σ4  X2, ^rU≡ r+2 γ σ2  X。可以验证,与 不 做 资 产 证 券 化 相 比, 银 行 愿 意 且 仅 愿 意 把 质 量 为r U) 的资产给证券化。银行资产的流动性取决于投资者的支付意愿,而支付意愿又与投资者的风险态度λ密切相关,因此,如果λ^r∈ ( r,^烄烆较多的风险资产。这样,银行就可以把r< ^产全部卖给投资者,从而对于这些最差的资产来说,q U=1。从直觉上来理解命题2:由于信息不对称,高质量的资产在市场上的流动性下降,从而导致资产证券化市场部分地崩溃。与经典柠檬市场不同的是,比较小即λ<γ1+13γ2σ2  X烌烎2,则投资者承担风险的能力较高,那么他们就愿意购买r< r+ γ σ2  X- λ X (η2U+ σ2)的资 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 9 7  经典柠檬市场上的卖方为风险中性,所以逆向选择问题使得市场完全崩溃,从而只有质量最差 ( 即^r= r)的资产可以在市场上进行交易。而我们的模型中卖方为风险规避的,所以不仅质量最差的资产r,而是质量为r< ^r< r+2 γσ2  X的资产都可以在市场上交易。这是因为当卖方为风险规避时,把质量为r< ^r< r+2 γ σ2  X的资产保留在其资产负债表上所带来的信贷风险,大于折价出售资产所导致的损失。市场投资者理性预期到银行的证券化决策并决定最优需求量,从而均衡的资产价格中纳入了银行的风险态度。( 二)不对称信息导致的扭曲由于银行对于所出售的资产价值拥有私人信息,因而可以获得信息租金,这就带来两个方面的扭曲:资产证券化总量的扭曲和结构的扭曲。通过比较信息不对称与完全信息情形下的证券化数量以及资产的市场估值,可以更加清楚地了解这两种扭曲 ( 图2- 1和图2- 2) 。图2- 1 比较证券化强度图2- 2 比较市场估值  1.资产证券化总量的扭曲从图2- 1可以看到,信息不对称导致了证券化总量的扭曲:完全信息的情形下所有质量的资产都可以在市场上进行交易,而信息不对称时高质量的资产^rU< ^r< r间的信息不对称导致了逆向选择问题。资产证券化可以使银行更好地分散风险,也为投资者提供了很好的投资机会,所以证券化总量的扭曲降低了社会福利。因此,政府通过监管修正总量的扭曲就可以提高效率。我们用逆向选择问题的严重程度L D来衡量资产证券化总量的扭曲,即-被驱逐出了市场。导致证券化总量扭曲的原因是,买卖双方之L D ≡A SU =r--^rU( 8)引理1 当资产证券化市场上存在不对称信息但没有监管时,资产证券化总量的扭曲随银行风险规避程度的增加而下降。从直觉上来理解,银行越厌恶风险 ( 即γ增加) ,就越不愿意持有风险资产,从而其愿意证券化的资产的平均质量提高。市场投资者预期到这一点,就会增加对资产的需求量,从而均衡的市场平均估价提高,所以减轻了逆向 8 9 8  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷选择效应。2.资产证券化结构的扭曲为了更好地理解资产证券化结构的扭曲,需要区分事前社会福利和事后社会福利,即不对称信息消除前后的社会福利。前后只有投资者的信息集会发生改变,从而只有投资者的事前和事后期望效用有差别。投资者的事前期望效用为:1 4当然,由于不对称信息消除1 4信息不对称消除后的情形与没有信息不对称时不同。信息不对称消除后是指投资者买到的资产在第2期实现时给他带来的效用水平, 这时已经减掉了风险升水。而没有信息不对称的情形中投资者不需为风险资产质量的不确定性要求风险升水。UE x - a n t eI n v e s t o r=q X[ E( ^r|Ω U)-p( q) ]-12λ q2  X2·[ V a r( ^r|ΩU)+σ2].( 9)  然而,如果资产质量^r已知,投资者的事后效用为:UE x - p o s tI n v e s t o r =q X[ ^r-p( q) ]-12λ q2  X2·[ V a r( ^r|Ω U)+σ2].( 1 0)  因此,投资者的事后效用为:E UE x - p o s tI n v e s t o r=E UE x - a n t eI n v e s t o r+1r--r ∫^rUrq UX[ r-E( ^r|Ω U) ] d r.显然,证券化结构的扭曲S D就可以用S D ≡∫^rUrq UX[ r-E( ^r|ΩU) ] d r( 1 1)来衡量,其中E ( ^r|Ω U)=r+ ^rU2。从S D的定义可以看到,结构的扭曲就是投资者处于信息劣势而遭受的损失,反之也是银行由于拥有私人信息而获得的信息租金。基准情形中投资者拥有完全信息,故E ( ^为0。然而,观察S D的表达式就可以看出,不对称信息情形下S D 应该为负值:把q U看作是^r-E ( ^r|Ω U)的权重,由于q U是^( 高)质量即^r<E ( ^r|ΩU)( ^r>E ( ^低质量资产的区间对称 ( 见图2- 2) ,从而加总后的S D 为负值。命题3证明了这一直觉。r|Ω B)= ^r,其信息损失显然r的减函数,所以相对低r|Ω U) )的资产的权重较大 ( 小) ,且高命题3 当资产证券化市场上存在不对称信息但没有监管时,资产证券化结构的扭曲随γ的增加而增加,随λ的增加而下降。这一扭曲是 “ 结构性”的,是由于资产证券化市场上的不对称信息把证券化的结构扭曲为更多地出售风险较大的资产。完全信息时,所有质量的资产证券化比例都相同,但存在不对称信息时,由于投资者只能根据较为粗糙的信息集ΩU= { q>0}作出需求决策,结果过度购买了差资产而较少投资于 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果8 9 9  好资产 ( 见图2- 1) 。这样,银行过多地出售低质量的资产,但证券化高质量资产的激励过低。资产证券化结构的扭曲也导致了社会福利结构的扭曲:期望效用从缺乏信息的市场投资者转移到了拥有私人信息的银行。显然,修正资产证券化结构的扭曲可以提高投资者的福利,但并不必然提高社会整体的福利。需要说明的是,资产证券化结构的扭曲随γ和λ的单调性关系与资产质量的均匀分布有关。由于资产质量服从均匀分布,当逆向选择问题加剧时,投资者对资产估值的准确性就增加,从而 “ 未预期到的”信息损失即结构的扭曲就下降。然而,很快就可以看到,这会高估风险自留监管的福利效果,而不会改变本模型的定性分析。事后的期望社会总福利是WE x - p o s t在 [ r,r-]的期望值,其中WE x - p o s t为:WE x - p o s t=WE x - a n t e+q X[ ^r-E( ^r|Ω U) ]=X ^r+[ ( K-X) rf+D( rf-rD) ]-12γ σ2  X2  +12X2·{ 2 γ σ2q-q2·[ γ σ2+λ( V a r( ^r|Ω U)+σ2) ] }.( 1 2)  信息不对称导致的上述两种效率扭曲,为政府监管提供了空间。同时我们的分析表明:监管部门更应该关注事后社会福利;如果仅关注事前社会福利,会低估监管空间。六、有不对称信息且有风险自留监管的情形根据美国和欧盟的金融监管方案的规定,风险自留监管要求转移贷款的银行或者资产证券化的发起人,至少持有相关交易金额的α比例。或者等价地,禁止银行的资产证券化比例高于其总资产的珔便,我们把q≤珔q的监管要求分为两个部分:q= 珔要求;以及自留比例能够无噪音地反映资产质量的部分,称为信息披露要求。与这两个部分相关的均衡分别用下标R和D 来表示。显然,对于银行的最优证券化比例本来就满足q≤珔q的资产来说,单一风险自留要求就是风险自留监管;而对于银行的最优证券化比例满足q>珔风险自留监管。因此,风险自留监管的监管效果应当介于对于所有资产实行单一风险自留要求和对于所有资产实行信息披露要求的监管效果之间,因而这一处理并不会影响我们分析的定性结果。q=1- α比例。为了分析方q的部分,称为单一风险自留q的资产来说,信息披露要求就是( 一)单一风险自留要求和信息披露要求下的均衡1.单一风险自留要求下的均衡单一风险自留要求下,市场投资者可以利用的信息集为ΩR= { 珔q>0} 。 9 0 0  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷命题4总结了此时的均衡价格和证券化比例。命题4 在假设A下,当存在信息不对称的资产证券化市场受到单一风险自留要求时,均衡的资产价格和证券化比例为:pR=r+12γ σ2  X ( 2- 珔q)-2 λ 珔q X· ( σ2+η2R) , 如果r< ^r< ^rR且0<珔q<珔q R0,烅烄烆其他( 1 3)q R =珔q, 如果r<^其他r<^rR且0<珔q<珔q R0,烅烄烆,( 1 4)其中珔q R=2 γγ+2 λ是使得 ^rR> r的珔q的上限,且η2R =12 λ2珔q2  X2·{ 3+λ 珔q  X2σ2·[ γ( 2-珔q)-2 λ 珔q]-9+6 λ 珔q  X2σ2·[ γ( 2-珔q)-2 λ 珔q槡] } ,( 1 5)^rR =r+1λ 珔q X·{9+6 λ 珔q  X2σ2·[ γ( 2-珔q)-2 λ 珔q槡]-3}.( 1 6)政府选择最优的证券化比例上限珔q*,以最大化事后的期望社会福利。因此,珔q*由公式 ( 1 7)决定:9+6 λ 珔q  X2σ2·[ γ( 2-珔q)-2 λ 珔q槡] ·[ 6+λ 珔q2σ2  X2( γ+4 λ) ]   =1 8-3 λ 珔q2γ σ2  X2+1 2 λ 珔q γ σ2  X2+2 γ 珔q2( λ σ2  X2)2   ·[ γ( 2-珔q) ( 1-2 珔q)-4 λ 珔q( 1-珔q) ] ,( 1 7)其中珔q<2 γγ+2 λ。可见,珔q*必然是λ、γ和σ2的函数,从而显然有命题5成立。命题5 不存在适用于所有市场特征的最优单一风险自留要求;最优的风险自留要求至少应该随资产证券化市场上买卖双方的风险态度以及基础资产的风险特征而变化。根据命题5,最优的风险自留比例应该是基础资产和市场特征的函数,因此,单一风险自留比例要求可以最大化事后期望社会福利的概率为0。这与美国联邦储备委员会 ( B o a r d   o f   G o v e r n o r s   o f   t h e   F e d e r a l   R e s e r v e   S y s t e m) ( 2 0 1 0)提交给美国国会的研究报告中的实证发现相符。该报告分析了美国的八类贷款 ( 居民住房抵押贷款、商业房地产抵押贷款、信用卡贷款、汽车消费贷款及租赁、助学贷款、抵押贷款证券化资产、机器设备贷款及租赁、商业库存贷款)以及资产支持商业票据在证券化过程、交易结构、激励机制等方面的不同特性 ( 见表1) 。 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果9 0 1  表1 美国不同类型资产的特征差异资产类型资产期限基础资产发行人证券化发起人常用的激励机制居民住房抵押贷款—商业银行、 非 银 行 金 融 机构、 储蓄 银 行、 金 融 公 司、投资银行等商业银行或投资银行第三方保证、 陈述与保 证 条 款、超 额 担保等商业房地产抵押贷款 1 0年保险公司、 商业银行、 投资银行、 贷款公司等投资银行第三方保证、 陈述与保证条款、 超额担保等信用卡贷款小于1个月商业银行、 储蓄银行、 信贷联盟等与资产发行人隶属于同一机构的信托公司超额利差、 持有次级等级、 设立现金储备账户等汽车消费贷款及租赁小于8 4个月商业银行、 储蓄银行、 信贷联盟、 汽车公司下设的金融公司、 独立的金融公司等与资产发行人隶属于同一机构的实体超额利差、 持有次级等级等助学贷款—商业银行、 储蓄银行、 信贷联盟、 独立的金融公司、 非营利组织等资产发行人持有次级等级抵押贷款证券化资产—由非投资级的借款人所担保的贷款投资银行为资 产 经 理 提 供 绩效薪 酬、 超 额 担 保、超额利差等机器设备贷款及租赁类似于汽车消 费 贷 款,为短期贷款隶属于机器设备提供商的金融公司、 独 立 的 金 融 公司等与资产发行人隶属于同一机构的实体设立现金储备账户、持有次级等级、 超额担保等商业库存贷款4 5—7 5天金融公司与资产发行人隶属于同一机构的信托公司超额利差、 持有次级等级、 设立现金储备账户、 生产商回购等资产支持商业票据—由金融机构设立的特殊目的实体商业 银 行、 金融公 司、 资 产管理公司等超额利差、 设置信用额度、 超额担保等  资料来源: 根据美国联邦储备委员会( 2 0 1 0) 整理。“ —” 表示该报告中无明确表述。正是由于这九类资产存在诸多方面的差异,使得这些资产在2 0 0 8年金融危机前后的表现有着显著的差异。以资产的风险为例。鉴于C C C+以下评级的资产违约概率极高,我们以各类型资产的信用评级为C C C+以下的比例来衡量该资产的风险。从表2中可以看到,2 0 0 8年的金融危机前后,居民住房抵押贷款— — —尤其是次级居民住房抵押贷款— — —和商业房地产抵押贷款的违约风险大幅提高,而其他类型资产的风险仍在可控范围之内,表明不同类型资产的风险特征差异明显。 9 0 2  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷表2 2 0 0 6—2 0 1 0年美国各种类型资产信用评级为C C C+以下的比例资产类型2 0 0 6年2 0 0 7年2 0 0 8年2 0 0 9年2 0 1 0年居民住房抵押贷款( 优质)0 . 2%0 . 2%0 . 2%3 . 6%2 8 . 3%居民住房抵押贷款( 次级)0 . 2%0 . 3%3 . 0%2 6 . 3%6 6 . 5%商业房地产抵押贷款1 . 8%1 . 8%2 . 0%4 . 9%1 6 . 0%信用卡贷款0 . 7%0 . 8%0 . 2%0 . 0%2 . 2%汽车消费贷款及租赁0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 0%助学贷款0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 3%机器设备贷款及租赁  资料来源: 美国联邦储备委员会( 2 0 1 0) 。抵押贷款证券化资产、 商业库存贷款以及资产支持商业票据的相关数据在该报告中无明确表述。0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 0%0 . 0%由于不同类型的资产在证券化过程、交易结构、激励机制等方面存在显著差异,从而不同类型的资产的风险不同。因此,该报告指出,对于资产证券化不加区别地要求同样的自留比例,无法实现修正证券化发起人的激励扭曲并保护投资者的监管初衷。所以,该报告建议,在实施风险自留监管时必须将资产的异质性特征充分纳入考虑。这从实证的角度支持了命题5的重要发现。为了更清楚地描绘最优自留比例,我们来看一个数值例子。从公式 ( 1 7)可知,最优风险自留比例是银行和投资者的风险规避系数以及σ关于风险规避系数,校准方法得到的结果各不相同。我们借鉴福利经济学领域普遍采用的做法,与L u c a s( 1 9 8 7)一样,选取有代表性的数值1、5、1 0、2 0进行数值分析。由于λ和γ的不同组合下,最优风险自留比例的图形类似,只是绝对水平的变化,所以图3中描绘出λ和γ的四种取值情形。从图3中可以看到,在此数值例子中,最优风险自留比例随投资者的风险态度λ的提高而提高,随银行的风险态度γ的提高而下降,并随银行风险资产的波动程度σ“ 有毒”资产的激励,那么在无监管时银行转移 “ 有毒”资产的激励越低 ( 即γ越大)或者投资者购买 “ 有毒”资产的激励越高 ( 即λ越小) ,则风险自留比例就应该越小。而银行风险资产的波动程度越大,对于风险规避的投资者来说风险溢价就越大,信息不对称所带来的扭曲就越大,因此,风险自留比例就应该越大。因此,风险自留比例随λ、γ以及σ济学直觉相符。在此数值例子中,最优自留比例高于3 0%。而根据I MF( 2 0 0 9)的估算,2 0 0 2年至2 0 0 9年间,美国各类A B S的发行者持有相关交易额的比例大都低于5%。当然,此例中最优自留比例的具体数值并不是非常准确,也与银行和投资者效用函数的具体设定有关,所以此例的分析更重要的是表明风险自留比例与λ、γ以及σ单一自留比例要求并非最优选择。2  X2的函数。2  X2的增加而提高。鉴于风险自留是为了约束银行过度转移2  X2λ和γ的单调变化与经2  X2的定性关系,同时表明,最优自留比例并非一成不变、 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果9 0 3  图3 最优风险自留比例2.信息披露要求下的均衡如果银行自行决定并披露其证券化比例q,那么市场投资者就可以把q作为信号来推测资产的真实质量,从而投资者的可利用信息集为ΩD= { q} 。在信号博弈中,如果对非均衡路径上的信念不加限制,就会存在多重均衡。C h o   a n d   S o b e l s( 1 9 9 0)证明了当类型是紧集时1 5,符合C h o   a n d   K r e p s( 1 9 8 7)定义的D1标准的均衡是分离均衡。更进一步,如果类型满足单调性条件1 6,该分离均衡是符合D1标准的唯一稳定均衡并可以最大化信号发送者的期望效用。R a m e y( 1 9 9 6)把C h o   a n d   S o b e l s( 1 9 9 0)的研究拓展到多种类型、多重信号的情形,并得到了类似地结果。借助于上述理论结果,我们只1 5对应于本模型中^1 6对应于本模型中要求^r为有限集。r在[ r, r-] 区间上不互相重复。 9 0 4  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷需求解本模型的分离均衡。1 7分离均衡满足下述条件:^r( q D( ^r) )=^r,( 1 8)1 7观察公式( 2) , 本模型显然满足单交叉条件:- E U( q, p, ^r) / qE U( q, p, ^r) / p是^r的单调递增函数。其中q D是银行的最优证券化比例。L e l a n d   a n d   P y l e( 1 9 7 7)把公式 ( 1 8)称作“ 均衡市场估值” ,强调投资者利用均衡市场估值函数可以正确地推断出资产的真实质量^r。推测存在一个单调递减的均衡市场估值函数p( q)=E( ^r( q) ,满足 ^r ′( q)< 0。r| q)=^命题6 当存在信息不对称的资产证券化市场受到信息披露要求时,均衡的资产价格和证券化比例为:pD =^r-λ σ2  q DX,( 1 9)其中,q D是^r ( q D)的反函数:^r( q D)=γ σ2  X·( q D-l n q D)+λ σ2  X qD+r-γ σ2  X 1-l nγγ+()λ.( 2 0)不难验证,q的确被市场投资者认为是资产质量的负面信号:证券化的比例越高,市场就会认为资产的质量越差。注意q D( r-)严格为正,因为r--r+γ σ2  X 1-l nγγ+()λ=γ σ2  X·( q D-l n   q D)+λ σ2  X·q D, ( 2 1)上式左边项严格为正且为有限值,因此右边项也应该如此。由于l i mq→0+l n   q=-!,所以q D( r-)严格大于0。( 二)风险自留监管的福利效果如前所述,风险自留监管的福利效果介于单一风险自留要求和信息披露要求的福利效果之间,是二者福利效果的综合。1.风险自留监管与资产证券化结构的扭曲根据结构的扭曲的定义,S D=∫^rUrq UX[ r-E( ^r|Ω U) ] d r, E( ^r|ΩU)=r+^rU2.显然,单一风险自留要求和信息披露要求可以通过不同的机制来修正资产证券化结构的扭曲:单一风险自留要求下,∫^rRr珔q X[ r-E( ^r|ΩR) ] d r=0,其中E ( ^r|Ω R)=r+ ^r R2;而信息披露要求下, 第3期郭桂霞等:银行资产证券化的风险自留监管:作用机制和福利效果9 0 5  ∫r-rqDX( r-r) d r=0.也就是说,单一风险自留要求为非零项 [ ^而信息披露要求则使得投资者可以准确估值,从而对于所有^r。那么,如果金融监管的目的仅仅在于保护投资者免受未预期的信息损失,即修正结构的扭曲1 8,那么单一风险自留要求和信息披露要求都可以实现这一目标。因此,风险自留监管可以修正资产证券化结构的扭曲。r-E ( ^r|Ω R) ]赋予固定权重珔r,都有E ( ^q,r|Ω D)= ^命题7 单一风险自留要求和信息披露要求都可以修正资产证券化结构的扭曲,因此风险自留监管可以修正结构的扭曲。1 8尤其在此次金融危机之后, 出于各种原因, 政府可能特别注重保护投资者。这是因为, 结构的扭曲意味着银行把低质量的资产转移到银行部门之外, 同时导致购买这些资产的投资者遭受损失。而投资者往往是保险公司、 养老基金、 对冲基金以及其他机构投资者, 这样投资者的信息损失就会导致系统性风险,而这正是金融监管部门在此次金融危机之后特别关注并努力避免的风险。图4- 1 比较证券化强度图4- 2 比较市场估值  2.风险自留监管与资产证券化总量的扭曲显然,信息披露要求在修正结构扭曲的同时还修正了总量的扭曲:A SD=0。但是,观察图4- 1和图4- 2可知,尽管单一风险自留要求可以修正资产证券化结构的扭曲,但却以加剧了总量的扭曲为代价。单一风险自留要求下证券化总量的扭曲为L DR≡A SR= r-- ^rR。命题8 信息披露要求可以修正资产证券化总量的扭曲,而单一风险自留要求加剧了总量的扭曲,因此风险自留监管无法修正总量的扭曲。这是基本模型的重要发现。从直觉上来理解,单一风险自留要求之所以加剧了证券化总量的扭曲,是因为这一监管措施降低了证券化比例的有效信息含量。与无监管的情形相比,表面看来市场投资者可以利用的信息集由Ω U= { q U>0}“ 扩大”为ΩR= { q R=珔包含的有效信息含量低于q U>0:在无监管的情形中,q U>0反映的是银行的最优化决策,而风险自留监管下的q R=珔q>0} ,其实不然。这是因为q R=珔q>0所q>0与银行的最优化行为无关,体现 9 0 6  经 济 学 ( 季 刊)第1 3卷的是政府的强制性规定,从而q U>0可以比q R=珔真实价值的信息。q>0更加准确地反映出资产命题9 单一风险自留要求导致逆向选择问题更加严重;这一严重程度随银行风险规避程度的增加而降低,随投资者风险规避程度的增加而增加,并随证券化比例上限珔q的增加而增加。直观来看,λ增加时,投资者愿意支付的资产价格降低,从而使得银行所出售资产的平均质量降低,从而加剧逆向选择效应。γ的效应也可以类似地分析。珔q提高时,市场投资者认为这表明资产的质量下降,所以逆向选择效应更加明显。3.风险自留监管的福利效果从上面的分析可以看到,单一风险自留要求由于降低了证券化比例的有效信息含量而加剧了总量的扭曲,这是单一风险自留要求的隐含监管成本。而观察图4- 2可知,信息披露要求也不是毫无成本的:信息披露要求伴随着发信号成本,即银行为了向市场投资者传递资产质量的信息,不得不扭曲证券化数量,使其偏离完全信息情形下的最优水平。我们...

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