关键词:中国内地银行外汇风险人民币汇率股价变动(组图)

摘要：本文对资本市场法（Capital Market Approach）和中国14家上市银行的股价数据进行实证研究，发现银行规模与其外汇风险存在正相关关系。这可能反映了国内大型银行更多的外汇业务和交易头寸，以及人民币汇率变动和客户风险变化带来的大量间接影响。尽管内地银行在国际市场的参与程度仍低于香港同行，但实证研究结果表明，国有商业银行和股份制商业银行的平均外汇风险高于香港同业。香港银行，而大型银行的负外汇风险非常普遍。这意味着人民币升值将降低这些银行股票的价值，从而损害银行业的表现。由于股价下跌一般反映违约风险增加，因此应密切关注人民币升值对内地银行违约风险的可能影响。

关键词：中国内地银行 外汇风险 人民币汇率 股价变动

CLC 编号：F830.49 文件识别码：A 货号：1006-1770(2008)09-09-05

编者按：香港金融管理局（金管局）于 1993 年 4 月 1 日由外汇基金管理局和银行业监督管理署合并成立。金管局的主要职能由《外汇基金条例》和《银行业条例》规定，对财政司司长负责。金管局是香港政府架构中负责维持货币及银行体系稳定的机构。其主要职能是：维持港元汇率的稳定；以审慎的投资策略管理外汇基金（即香港的官方储备）；促进香港银行体系的稳健性；发展香港的金融市场基础设施，使货币流通畅通。

本文翻译自金管局工作文件 07/2008，“中国银行的外汇风险敞口”。香港金融管理局英文版。本文经香港金融管理局许可翻译及出版。金管局不对中文翻译负责。

一、 简介

汇率变动是银行风险的重要来源之一1。在某些极端情况下，巨大的汇率损失可能导致银行倒闭2。即使没有那么糟糕，货币损失也会严重影响银行的利润。由于外汇风险对风险管理和银行业稳定的重要性，这一话题一直是风险管理专家、学者和央行关注的焦点。

在文献中，有大量针对银行外汇风险的实证研究。然而，这些研究主要集中在发达的银行市场，包括美国（例如 Grammatikos 等人（1986)、Choi 等人（1992)、Choi 和 Elyasiani（1997)@ >).，以及 Martin 和 Mauer (2003, 2005）)，日本（例如 Chamberlain 等人 (1997)@>)，加拿大（例如 Atindehou 和 Gueyie (2001）) 和澳大利亚（例如 Chi et al. (2007)@>)，或大型银行机构如 Martin (2000）)。相比之下，对欠发达银行市场的关注较少3。

对于中国银行业来说，随着银行融资活动和经营活动的国际化程度不断提高，国内市场缺乏对冲外汇风险的金融工具，以及2005年7月中国汇率制度发生重大变化，这意味着中国国内银行普遍面临不断增加的外汇风险。因此，对中资银行外汇风险进行全面的实证研究，将为了解中国的汇率和银行政策提供有益的见解。

但部分由于缺乏数据，以往对国内中资银行外汇风险的研究较为单一，主要关注银行未对冲外汇资产和负债的外汇风险（即直接风险和会计风险）。正如张伯伦等人。（1997)@> 指出，虽然直接银行风险可以为银行的外汇风险提供重要解释，但它仅衡量部分外汇风险。以银行对出口商的贷款为例，Chamberlain 等人（199 7)@>表示，即使会计风险被充分对冲，如果汇率变动显着影响银行客户的现金流、竞争力和信用风险，银行仍可能面临相当大的外汇风险（即间接风险和经济风险） 4.这表明银行的

就个别银行的外汇风险识别而言，虽然直接风险在很大程度上可以从会计数据中衍生出来，但汇率变动对整体经济和银行客户造成的间接风险很难从会计数据中识别出来。. 因此，以往对境内中资银行外汇风险的分析并没有对境内中资银行的外汇风险进行全面的了解。由于国内银行贷款中很重要的一部分与进出口活动有关，比如制造业贷款，这个行业的竞争力和盈利能力对汇率变化非常敏感，因此间接的外汇风险可能是外汇国内中资银行的风险更为重要甚至是决定性因素。

随着2005年年中以来部分重要国有银行陆续上市，国内中资银行股价的时间序列和跨行业数据不断增加，现在可以利用资本市场的方法更准确、更全面地考察中国银行业的整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）。与更常用的基于银行财务数据的现金流量法相比，资本市场法具有不同的优势。具体而言，资本市场法的计量具有前瞻性，有助于分析国内中资银行的违约风险。更重要的是，它弥补了现金流量法中样本的不足。因此，本文选择资本市场法。

本研究采用资本市场法和在中国股票市场（即A股市场）和香港市场（即H股市场）上市的14家银行的股价数据，试图研究整体中国个别中资银行的外汇风险。

二、 演示设置

以前使用资本市场方法研究银行外汇风险的实证研究包括 Choi 等人。(1992), Wetmore and Brick (1994), and Choi and Elyasiani (1997）, from 本质上两者都基于以下资产定价模型，有不同的修改6，

(1)

其中，Rn、t、RFt分别为第n支银行股票从t-1到t的持有收益率和t时刻的无风险利率。是市场投资组合的超额收益。另外两个风险因子It和Xt分别代表无风险债券7收益率的变化和t-1到t的汇率变化，en,t是第n家银行的风险与其他风险和计量误差有关。因素。

虽然公式(1）中的经验设置在以往的实证研究中被广泛用于衡量银行的外汇风险，但并不完美。各种理论和经验证据表明公式(1）在模型的设置可以扩展和修改，这部分将首先讨论模型设置的相关理论和经验考虑，后续部分将提出相关理论和经验考虑的整合，国内两地上市和国内市场 中资银行的不同经验设置。

这符合两地上市公司的资产定价原则。此外，香港市场组合和国内市场组合在公司A股和H股价格与香港和内地市场之间存在显着相关性。组合的关系是不同的。由于国内最大的六家中资银行同时在A股和H股上市，忽略这种情况会导致模型设置错误，导致计量结果出现偏差。组合的关系是不同的。由于国内最大的六家中资银行同时在A股和H股上市，忽略这种情况会导致模型设置错误，导致计量结果出现偏差。组合的关系是不同的。由于国内最大的六家中资银行同时在A股和H股上市，忽略这种情况会导致模型设置错误，导致计量结果出现偏差。

对于利率敏感性bXn，早期的实证研究通常假设一家公司的股价仅取决于当前汇率的变化。然而，来自 Amihud (1994）、Bartov 和 Bodnar (1994） 和 Walsh (1994）)) 的实证结果表明，汇率变化和公司价值之间存在滞后，原因是Bartov 和 Bodnar（1994） 提出“滞后反应假说”）并提出如果时间序列数据有限，投资者难以识别汇率变化与公司业绩之间的关系，以及甚至股票价格。因此，滞后反应假设也可能适用于中国公司，尤其是国内的中资银行，

基于相关理论和实证考虑，我们对公式（1）进行了修正，提出了以下两地同时上市的国内中资银行股的经验公式：

(2）

其中，Rn,t 为 t-1 至 t 第 n 家银行股票（无论是 A 股还是 H 股）以人民币计价的持有收益率，RFt 为该银行的无风险利率。银行挂牌的地方。(RCH,t-RFCH,t) 为国内市场组合（即深证或上证指数，取决于银行在哪里上市）的超额收益率，RHK,t-RFHK,t 为国内市场组合的超额收益率香港市场投资组合的回归。DumA是样本来自国内股市时的模拟变量（即银行A股收益率）；如果样本来自港股市场（即银行H股价格以人民币计算），则值为零。上述与市场风险相关的解释变量基本上是基于 Alexander 等人的原理。实证检验。根据定义，bCHn+bCH,An 和 sub-bHKn+bHK,An 是国内中资银行 A 股超额收益相对于国内市场组合超额收益的市场敏感度，国内中资银行 A 股市场敏感度 市场敏感度超额收益对香港市场组合超额收益的影响，bCHn和bHKn分别为境内中资银行H股（人民币）超额收益对境内市场组合超额收益的市场敏感度，市场对香港市场投资组合超额回报的敏感度。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。An 为境内中资银行 A 股超额收益相对于境内市场组合超额收益的市场敏感性，以及境内中资银行 A 股市场敏感性 超额收益对香港市场组合超额收益的市场敏感性中国的外汇银行有哪些，以及bCHn和bHKn分别为境内中资银行H股（人民币）超额收益对境内市场组合超额收益的市场敏感度，以及市场对香港市场组合超额收益的敏感度。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。An 为境内中资银行 A 股超额收益相对于境内市场组合超额收益的市场敏感性，以及境内中资银行 A 股市场敏感性 超额收益对香港市场组合超额收益的市场敏感性，以及bCHn和bHKn分别为境内中资银行H股（人民币）超额收益对境内市场组合超额收益的市场敏感度，以及市场对香港市场组合超额收益的敏感度。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。和境内中资银行A股市场敏感度 超额收益对香港市场组合超额收益的市场敏感度，bCHn和bHKn为境内中资银行H股超额收益的市场敏感度（人民币）对国内市场组合的超额收益，以及市场对香港市场组合的超额收益的敏感性。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。和境内中资银行A股市场敏感度 超额收益对香港市场组合超额收益的市场敏感度，bCHn和bHKn为境内中资银行H股超额收益的市场敏感度（人民币）对国内市场组合的超额收益，以及市场对香港市场组合的超额收益的敏感性。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。以及市场对香港市场投资组合超额收益的敏感度。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。以及市场对香港市场投资组合超额收益的敏感度。市场投资组合超额收益的市场敏感性。我们还在公式中加入了模拟变量 DumA，以反映银行 A 股和 H 股超额收益的结构差异。

为了测量利率敏感性 b1n，我们在测量方程中添加了一个解释变量，即无风险债券收益率的变化率 (It)8。这一假设与 Flannery 和 James (1984）) 提出的“期限错配假说”一致，有助于衡量国内中资银行业绩对​​中国无风险利率变化的敏感性。

国内中资银行的外汇风险以 . 该变量假设中资银行的超额收益受到当前和滞后汇率的影响（滞后于第一期），这与 Bartov 和 Bodnar 提出的“滞后反应假设”（1994） . 式中(2）设置下，第n家中资银行的外汇风险bXn定义为。本研究中，Xt定义为人民币汇率变动率, 相当于一单位人民币 9 美元, 10. 汇率上升意味着人民币升值, 反之则贬值. 所以,

对于仅在中国上市的国内中资银行，我们使用以下经验方程，

(3）

公式(3）可以看作是公式(2）的简化版，去掉了与香港市场投资组合超额收益相关的回归量。使用这个公式的理由仅适用于国内上市银行是当地上市公司一般只应与当地市场的风险显着相关。

三、 数据和测量方法

我们在测量中使用了 14 家上市银行的横截面时间序列面板数据集。其中，国有商业银行3家11，股份制商业银行8家12，其余3家城市商业银行13。从资产规模上看中国的外汇银行有哪些，截至2006年底，样本银行占中国银行业总资产的比重超过55%，因此样本应能充分代表整个市场。

数据集包含14家银行从2005年7月21日到2008年2月末的每日股价数据。由于每家银行首次公开​​募股（IPO）的日期不同，可以获得的数据也不同. 样本的起始日期选为 2005 年 7 月 21 日，因为中国汇率制度的重大改革发生在这一天14。如果将样本日期延长到更早的时间，可能不会产生好的结果，因为（1）在此之前，人民币兑美元的汇率名义上没有明显变化，这将导致测量结果；（2）14 家银行中的大多数在 200515 年 7 月 21 日之后上市。

虽然使用每日股价数据可以弥补国内中资银行研究中经验样本的不足，但缺点是由于市场情绪的突然变化或银行特殊事件（如IPO 当天的股票价格）。) 中的尖峰会导致外部干扰（轮廓线）不适当地影响测量值。因此，样本中每日超额收益低于第 1 个百分位或高于第 99 个百分位的数据被排除在样本测量之外。

14家银行中，有6家在中港两地上市。在构建测量样本时，我们使用了其 A 股和 H 股的每日股价数据。由于H股以港币计价，本行H股超额收益采用即期汇率折算成人民币。其余 8 家仅在当地上市的境内银行，所有样本均使用其 A 股价格。

关于解释变量，国内市场投资组合的日收益率 RCH,t 以上海证券交易所指数（适用于上海证券交易所上市银行）或深成指（适用于深圳上市银行）表示。中国的无风险利率以 5 年期中国国债表示16。香港市场投资组合的每日回报 RHK,t 以恒生指数表示。我们使用 5 年期外汇基金票据来代表香港的无风险利率，RFHK,t。对于中国无风险利率 (It) 的百分比变化，我们使用 5 年期中国政府债券。人民币兑美元每日升值百分比Xt-j采用相应的人民币即期汇率计算。本研究中使用的所有数据，

我们使用普通最小二乘法 (OLS) 方法和公式（2） 和（3） 分别衡量双重上市和本地上市的境内中资银行的外汇风险和其他风险参数17）。对于双上市银行，由于样本同时使用A股和H股价格，可能存在异方差问题，中资银行通过t统计来解决异方差问题。

为了找到每个银行的最优模型，我们首先对解释变量的所有可能组合进行回归分析。在所有测量的回归模型中，我们使用文献中常用的Akaike（1973）Akaike Information Criterion）为每个银行选择最优模型。由于这种模型选择方法不适用，因为解释变量较多，我们将最大滞后数设置为5（即公式中的J=5）（2）和（3），因此解释变量的数量限制为 11。

四、 测量结果

根据境内中资银行双重上市和本地上市的计算结果，主要发现如下：

1. 实证结果表明，银行规模（以总资产衡量）与整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）之间存在很强的相关性，如 bXn18 的显着性和程度所示。

（1）对于前者，无论是正面还是负面，大型银行（国有商业银行和股份制商业银行）和小型银行（城市商业银行）往往存在更大的外汇风险。 3 家国有银行和 8 家股份制商业银行中有 5 家存在重大外汇风险（即正或负），而 3 家城市商业银行中只有 1 家存在重大外汇风险。

(2）bXn 关于显着程度（以绝对值衡量），大型银行的值较高。3家国有商业银行的平均值约为7)0@>8542。包括8家较小的银行包括集团在内的股份制商业银行集团的平均值为0.6729，而最小的城市商业银行仅为0.122119。这表明由于人民币汇率波动（无论升值或贬值）股价波动将对大型银行产生较大影响。

（3）以上两点可能部分是由于大型银行往往拥有更多的外汇头寸，以及由于其海外分行、关联公司或合资金融机构的外汇业务。同时，由于它们往往与国际大公司有较多的业务往来，而其中部分公司的竞争力和盈利能力对汇率变动较为敏感，因此人民币汇率变动对银行客户的影响可能会传导至银行通过宏观渠道，大型银行的汇率风险可能会出现，这可能会给大型外资银行带来更大的外汇风险。

2、为衡量国内中资银行外汇风险的相对大小，我们还计算了12家香港上市银行的外汇风险进行比较。我们在公式 (3） 中使用了相同的设置，但将 RCH、t-RFHK、t 和 It20 替换为来自相应香港市场的数据。这样的模型设置试图揭示香港银行面临的人民币对美元变动的汇率风险，将Xt定义为人民币对美元每日升值的百分比变化。值得一提的是，比较结果必须谨慎对待，因为国内与美元之间存在巨大差异中资银行和香港银行 21

(1）结果显示，香港银行的平均外汇风险为0.4264。这明显低于三大国有银行的7)0@>8542和<八大股份制商业银行@0.6729 相比之下，三大城市商业银行的平均外汇风险值（0.1221）小于香港银行。这说明中资大型商业银行人民币兑美元汇率变化普遍高于香港同行业其他中资小型银行。

（2） 即使对汇率变动进行更广泛的定义，港元有效名义贸易加权汇率指数（RERIt）的每日百分比变化也取代了香港银行的 Xt，即香港的平均估计香港银行的外汇风险为0.6549，仍低于国有及股份制商业银行。

（3） 国内中资银行外汇风险大于香港银行的原因并不明显，特别是考虑到中资银行的国际银行业务与香港银行相比仍然非常有限。但是、中资银行外汇风险较高的原因可能反映了国内市场缺乏对冲外汇风险的金融工具，或中资银行在管理外汇风险方面经验不足。

3. 与其他市场的实证结果一致，中资银行的外汇风险存在差异。14家中资银行中，有6家bXn为负值，表明人民币兑美元升值将对银行价值产生负面影响。另一方面，有 3 家银行的 bXn 为正值，表明情况相反，而其余 5 家银行的外汇风险并不显着。

4. 由于中资银行的外汇风险不同，负外汇风险在大型银行中更为常见，这意味着人民币走强会降低其股票的价值。特别是，我们发现，人民币每升值 1%，大型银行的股票超额收益平均会减少——国有银行减少 7)0@>27%，合资银行减少 0.41%。存量商业银行——但小银行（城市商业银行）的超额收益将增加0.12%。总体而言，由于国有银行和股份制商业银行占中国银行业总资产的 67% 以上（2006 年底）22，人民币升值有可能削弱中国银行业的表现行业。

五、 结论

本研究利用14家国内上市中资银行的股价数据，运用资本市场法考察了中资银行的外汇风险，包括银行未对冲的外汇风险和负债产生的直接风险，以及客户因汇兑产生的现金。率变化。流量和信用风险的变化，从而给银行带来间接风险。

实证研究表明，银行规模与汇率风险呈正相关。这可能部分是由于较大的银行往往拥有更多的外汇业务和交易头寸。大型银行还与大型国际公司开展更多业务，这些公司的竞争力和盈利能力通常对汇率变动很敏感。这些可能是大型银行外汇风险较大的原因。

外汇风险也因银行而异，大型银行的外汇风险通常为负，这意味着人民币升值会降低其股票价值。由于大型银行占中国银行业的很大份额，实证研究的结果表明，人民币升值可能会削弱中国银行业的表现。

实证结果表明，人民币升值将对国内中资银行的业绩和股票价值产生负面影响，对大型银行的影响更为明显。此外，股价下跌普遍反映违约风险增加，应密切关注人民币升值对内地银行违约风险的可能影响。

笔记：

1 为反映此类风险，自巴塞尔协议 (1996）) 发布以来，监管机构已要求大多数银行根据汇率风险计算所需资本并付诸实践。

2 例如，1974 年美国纽约富兰克林国家银行倒闭，1974 年西德 Bankhaus (ID) 和 Herstatt KG 破产清算。参见 Aharony 和 Swary (1983） .

3 这方面的研究很少，例如 Hahm（韩国银行业 2004) 和 de Wet 和 Gebreselasie（非洲银行业 2004））。

4 对于美国出口商而言，如果美元贬值，出口商的竞争力可能会下降，这意味着出口商违约风险增加。银行向出口商放贷也间接面临外汇风险。见张伯伦等人的脚注 18。（1997)@> 了解详情。

5 请参阅 Martin 和 Mauer (2005）)，了解这两种实证研究方法在银行业的使用情况。值得一提的是，这两种方法在其他行业的研究中也被广泛使用，参见 Muller 和 Verschoor (2006）.

6 资本市场方法运用的实证研究见附录A（本文略）。

7 在过去的文献中，经常使用不同的利率变量来衡量银行股票收益对利率的敏感性。例如，Flannery 和 James (1984） 分别使用 7 年期国债收益率和 1 年期国债价格的变化来反映利率的变化。他们发现，无论使用何种利率变量，美国商业银行的股票价格对利率的变化很敏感。

8 该变量选择 5 年期中国国债的变动率。

9 也可定义为人民币兑美元以外货币的汇率（如人民币兑日元）。在文献中，当考虑组合货币的不同方式时，通常以每对为基础计算。由于大多数学者和媒体在讨论国际汇率波动时都将注意力集中在人民币兑美元上，因此本研究也采用了人民币兑美元的组合。但是，我们也仔细研究了人民币兑日元和欧元的组合。经验证据表明，对于国内大中型银行而言，人民币兑日元、欧元汇率变动带来的外汇风险并不显着。所以，人民币兑欧元或日元的汇率风险对中国银行业而言可能并不重大。.

10 人民币汇率习惯上以一美元等值的人民币表示。这里使用倒数主要是为了方便解释系数。值得一提的是，人民币汇率的倒数表示只影响系数的符号。

11 包括中国工商银行、中国建设银行和中国银行。

12 包括交通银行、招商银行、中信银行、浦发银行、民生银行、兴业银行、华夏银行、深圳发展银行。

13 包括北京银行、南京银行和宁波银行。

14 由人民币钉住美元转为参考一篮子货币的市场供求关系确定汇率。

15 事实上，14 家上市银行中只有 5 家在 2005 年 7 月 21 日之前上市，分别是招商银行、浦发银行、民生银行、华夏银行和深发展银行。

16 我们考虑使用不同期限的国债（例如，1 年期、5 年期和 10 年期）来表示无风险国债收益率。但样本早期的 1 年期和 10 年期国债收益率变化不大，可能是由于这两种债券的交易不太活跃。所以，最终选择了5年期国债。

17 另一种方法是使用系统回归分析的看似无关的回归 (SUR) 方法，这是一种广义最小二乘法，用于解释方程之间的同期相关性。这里也可以使用广义最小二乘法来联合测算14家国内中资银行的外汇风险。理论上，当 (1) 方程具有较大的同时期相关性并且可以准确估计时，(2) 不同方程中的回归量相关性较小时，SUR 方法可以显着提高估计的有效性。由于部分银行，尤其是三家城商行样本量小，我们可能无法准确衡量这14家银行的同期相关性，使用SUR方法的效率优势也有限。因此，在本文的研究中，我们采用了OLS方法。但是，由于A股和H股之间存在显着的同期相关性，并且使用SUR法有明显的效率收益，我们使用SUR法来估计两地上市的内资股。中资银行的外汇风险。但是，SUR 方法得到的外汇风险与 OLS 方法得到的结果相似。

18 由于本文的主要研究目的是中国境内银行的外汇风险敞口，因此外汇风险以外的研究结果见附录B（本文省略）。

19 如果包括非零银行，结果也没有显着差异。经计算，国有银行、股份制银行和城商行的平均外汇风险值为7)0@>8542、7)0@>0767和0.3363 .

20 样本包括中银香港、东亚银行、创兴银行、中信嘉华银行、大新银行、富邦银行、恒生银行、汇丰银行、工银亚洲、渣打银行、永亨银行和永隆银行。我们还衡量了不包括汇丰银行和渣打银行的平均外汇风险，这两家银行非常国际化，在资产构成上与其他香港银行存在显着差异。估计的平均外汇风险与使用完整样本获得的非常接近。

21 以外汇业务为例，香港银行在业务战略和运营方面通常比中资银行拥有更多自主权。

22 根据中国人民银行（2007），2006年末国有商业银行、股份制商业银行和整个银行系统的资产总值为2423.600万元、544.5亿元、4395亿元。

关于作者：

黄德存 黄学元 梁乐仪 香港金融管理局 研究