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内容提要: 本文实证研究使用资本市场法（Capital Market Approach）和14家中资上市银行的股价数据，发现银行规模和其外汇风险之间存在正相关关系。这可能反映了国内大型中资银行更多的外汇操作和交易头寸，以及因人民币汇率变动、对客户风险发生变化所带来的大量间接影响。虽然内地银行对国际市场的参与程度仍低于香港同业，但实证研究结果显示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银行，而且大银行的外汇风险为负数的情况非常普遍，这意味着人民币升值将降低这些银行的股票价值，从而损害银行业表现。由于股价下跌一般反映违约风险上升，因此应密切监测人民币升值情况对内地银行违约风险可能发生的影响。
关键词: 中国内地银行外汇风险人民币汇率股价变动
中图分类号: F830.49 文献标识码: A 文章编号：1006-1770(2008)09-09-05
编者按：香港金融管理局（HKMA）于1993年4月1日成立，由外汇基金管理局与银行业监理处合并而成。金管局的主要职能由《外汇基金条例》和《银行业条例》规定，并向财政司司长负责。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，其主要职能为：维持港元汇价稳定；透过稳健投资策略，管理外汇基金（即香港的官方储备） ；促进香港银行体系稳健；发展香港金融市场基础设施，使货币畅顺流通。1997年亚洲金融危机爆发后，我国香港特区政府指示香港金管局动用巨额外汇基金入市，大量购买优质蓝筹股票，以此稳定金融市场，成功击退国际炒家，稳定了股市。
本文翻译自HKMA Working Paper 07/2008，“The Foreign Exchange Exposure of Chinese Banks”。English text by Hong Kong Monetary Authority. 本刊经香港金管局许可，翻译和发表此文。HKMA对中文翻译免责。
一、 介绍
汇率变动是银行所面临风险的重要来源之一1。在一些极端情况下，巨额汇率损失会引起银行倒闭2。即使没有那么糟糕，汇率损失也会对银行的盈利带来沉重负担。由于外汇风险对风险管理和银行业稳定有重要意义，这个题目一直是风险管理专家、学者和央行所关注的焦点。
在文献中，已有大量实证研究关注银行的外汇风险。但这些研究主要集中于已发展的银行市场，包括美国（如Grammatikos et al.(1986), Choi et al.(1992), Choi and Elyasiani(1997)，和Martin and Mauer （2003，2005））、日本（如Chamberlain et al.(1997)）、加拿大（如Atindehou and Gueyie （2001））和澳大利亚（如Chi et al.(2007)），或大型银行机构（如Martin （2000））。相比之下，对发展程度不高的银行市场的关注较少3。
对于中国银行业，随着银行融资活动和业务活动日益国际化、而国内市场缺乏可对冲外汇风险的金融工具，以及2005年7月中国汇率制度的重要变革都意味着国内中资银行普遍面临不断增加的外汇风险。因此，对国内中资银行外汇风险的全面实证研究将对中国的汇率和银行业政策提供有用的观点。
但部分是由于数据的匮乏，以往对国内中资银行外汇风险的研究比较简单，主要还是关注银行未对冲外汇资产和负债的外汇风险（即直接和会计风险）。正如Chamberlain et al. (1997)所指出，虽然银行的直接风险能对银行外汇风险提供重要解释，但它仅测算了部分的外汇风险。以银行对出口商的贷款为例，Chamberlain et al. (1997)表示即使会计风险被完全对冲，如果汇率变动显著影响银行客户的现金流、竞争力和信用风险，银行仍有可能面临不小的外汇风险（即间接和经济风险）4。这显示银行的外汇风险远超于它们的净外汇资产。
至于对个别银行外汇风险的识别，虽然很大程度上可以从会计数据中得出直接风险，但由于汇率变动对整体经济和银行客户的影响，所导致的间接风险则很难从会计数据中识别。因此，过往对国内中资银行外汇风险的分析并未给予国内中资银行业外汇风险的全貌。由于国内中资银行贷款中很重要的一部分与进出口活动有关，例如对制造业的贷款，该行业的竞争力和盈利性对汇率变动非常敏感，所以间接外汇风险可能是国内中资银行外汇风险中更为重要甚至是起决定作用的因素。
随着2005年年中以来一些重要国有银行陆续上市，关于国内中资银行股价的时间序列和跨行业数据日益增加，现在可以运用资本市场法来更准确和全面地调查中国银行业的整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）。和更为常用的、基于银行财务数据的现金流方法相比，资本市场法有不同的优势。具体地，资本市场法的测量是前瞻性的，并且有助于分析国内中资银行的违约风险。更为重要的是，它弥补了现金流法中缺乏样本的问题。因此，本文选择了资本市场法。对这两种实证研究方法的简要介绍和详细讨论详见附录A（本文略）5。
本研究使用资本市场法和14家在中国股票市场（即A股市场）和香港市场（即H股市场）上市的银行股价数据，并试图研究国内个别中资银行的整体外汇风险。
二、 实证设定
以往使用资本市法研究银行外汇风险的实证研究，包括Choi et al. (1992), Wetmore and Brick (1994), 以及Choi and Elyasiani （1997），从本质上都是基于以下资产定价模型，只是有不同的修改6，
(1)
其中，Rn,t和RFt分别是第n家银行股票从t-1到t期间的持有收益率和t时间的无风险利率。是市场组合的超额收益率。另外两个风险因子，It和Xt分别代表从t-1到t这段时间无风险债券7收益率的变化和汇率的变化，en,t是第n家银行与其他风险和测量误差有关的风险因子。
虽然公式（1）中的实证设定在以往的实证研究中被广泛运用于测量银行的外汇风险，但它并非完美无缺。各种理论和实证证据表明公式（1）中的设定可以扩展和修改。本部分首先将讨论关于该模型设定的相关理论和实证上的考虑。其后部分将提出融合了相关理论和实证考虑后，对在两地和本土上市的国内中资银行的不同实证设定。
对于市场风险敏感度，bmn，公式（1）假设只有银行上市所在的市场组合的收益率会影响银行的股票收益。但这个假设可能并不适用于在两地上市的银行。理论上而言，两地上市的公司的预期收益率不仅取决于国内市场组合的收益率，也取决于国外市场组合的收益（见Alexander et al.(1987)）。从实证上来说，Wang and Jiang (2004)使用了16家两地上市的国内中资股票（在A股和H股市场）从1995年6月到2001年9月的每日股价数据，发现国内中资银行的H股价格与香港和内地股市显著相关，这与两地上市企业的资产定价原理一致。而且，香港市场组合和国内市场组合对一家公司的A股和H股价格和香港和内地市场组合的关系是不同的。由于最大的6家国内上市中资银行都是在A股和H股市场同时上市，所以忽略这种情况将导致错误的模型设定、而使测量结果产生偏差。
对于利率的敏感度，bXn，早期的实证研究通常认为公司的股价仅依赖于当期的汇率变化。但是，Amihud（1994），Bartov and Bodnar （1994）以及Walsh（1994）的实证结果显示由于定价误差的关系，汇率的变化和公司价值之间存在滞后关系。Bartov and Bodnar （1994）提出了“滞后反应假设”（Lagged Response Hypothesis）并提出如果时间序列数据有限，投资者在识别汇率变化和企业表现、以至股价的关系方面存在困难。因此，滞后反应假设可能也适用于中国企业，尤其是国内中资银行，因为汇率制度的改革从2005年7月才开始实施，无论是对投资者还是银行来说，获得相关信息以看清人民币汇率变化和银行绩效之间关系的时间段都还太短。
综合相关理论和实证考虑，我们修改了公式（1）、并对在两地同时上市的国内中资银行股票提出以下实证公式
（2）
其中，Rn,t是第n家银行股票（无论是A股或者是H股）从t-1至t期间的以人民币计价的持有收益率，RFt是银行上市所在地的无风险利率。(RCH,t-RFCH,t)是国内市场组合的超额收益率（即深圳或者上海证交所指数，取决于银行上市所在地），RHK,t-RFHK,t为香港市场组合的超额收益率。DumA为当样本来自于国内股票市场时（即银行的A股回报率）的模拟变量；如果样本来自于香港股市（即银行的H股股价以人民币计算）则该值为零。以上所包括的这些与市场风险有关的解释变量基本上是按照Alexander et al. (1987)对两地上市企业的资产定价模型的原理以及Wang and Jiang （2004）的实证检验。从定义上来说，bCHn+bCH,An和分bHKn+bHK,An别为国内中资银行A股超额收益率相对国内市场组合超额收益率的市场敏感度，以及国内中资银行A股超额收益率相对香港市场组合超额收益率的市场敏感度，而bCHn和bHKn分别为国内中资银行H股超额收益率（以人民币计算）相对国内市场组合超额收益率的市场敏感度，以及相对香港市场组合超额收益率的市场敏感度。我们在公式中也容纳了模拟变量DumA，以反映银行A股和H股超额收益率的结构性差异。
为了测量利率敏感度，b1n，我们在测量方程中加入了一个解释变量，即无风险债券收益率的变化率（It）8。该假设与Flannery and James（1984）提出的“久期不匹配假设”（Maturity Mismatch Hypothesis）一致，有助于测量国内中资银行表现对中国无风险利率变化的敏感度。
关于国内中资银行的外汇风险，由测量。该变量假设国内中资银行的超额收益受到当期和滞后汇率的影响（迟滞至第期），这与Bartov and Bodnar （1994）提出的“滞后反应假设”一致。在公式（2）的设定下，第nth家国内中资银行的外汇风险，bXn，被定义为。在本研究中，Xt被定义为人民币汇率的变化率，即与一单位人民币相等的美元9，10。汇率增加意味着人民币升值，反之则是贬值。因此，负的（正）bXn表示人民币升值将对第n家银行的未来现金流产生负面（正面）影响，从而有可能降低（增加）它的股价回报。
对于仅在国内上市的国内中资银行，我们采用了下面的实证方程式，
（3）
公式（3）可以被看成是公式（2）的简版，与香港市场组合超额收益率相关的回归量被去除。对只在国内上市银行采用这个公式的合理性在于本地上市企业总体而言仅应与本地市场的风险显著相关。
三、 数据和测量方法
我们在测量中使用了14家上市银行的横切面时间序列混合数据（panel dataset）。其中，有3家是国有商业银行11，有8家是股份制商业银行12，余下的3家是城市商业银行13。从资产规模而言，2006年底样本银行占中国银行业总资产的55%以上。因此，样本应该可以充分代表整个市场。
该数据集包含了14家银行从2005年7月21日至2008年2月底的每日股价数据，由于各家银行首次公开上市（IPO）的日期不同，能获取的数据也就各不相同。样本起始日期选择在2005年7月21日是因为中国汇率制度在当日发生重大改革14。如果将样本日期扩展至更早的时间，未必会产生好的结果，因为（1）在此之前的人民币相对美元汇率从名义上基本未发生明显的变化，这会引起测量结果偏差；（2）14家银行中的大多数银行是在2005年7月21日之后上市15。
虽然使用每日股价的数据可以弥补对国内中资银行研究中实证样本不足的问题，但缺点是该数据集可能会包含一些由于市场气氛（market sentiments）突然变化或者银行特殊事件（如IPO当日股价的大幅上涨）所导致的外部干扰（outliners），使测量值受到不恰当的影响。因此，样本中每日超额收益低于第1个百分位或者高于第99个百分位的数据会在样本测量中去除。
在14家银行中，有6家是在国内和香港两地上市。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股是以港币计价，所以使用即期汇率将银行的H股超额收益转变为人民币计价。对另外只在当地上市的8家国内银行，所有的样本都使用其A股股价。
关于解释变量，国内市场组合的每日收益，RCH,t以上证指数（对于在上海证交所上市的银行）或者深圳成指（对于在深圳上市的银行）来代表。中国的无风险利率以5年期中国国债来表示16。香港市场组合的每日收益，RHK,t，由恒生指数代表。我们使用5年期外汇基金债券（Exchange Fund Notes）代表香港的无风险利率，RFHK,t。对于中国无风险利率的百分比变化率（It），我们使用5年期中国国债表示。对于人民币对美元汇率的日升值百分比变化，Xt-j，使用相应的即期人民币汇率来计算。本研究中所使用的所有数据，包括国内中资银行的股价数据，都来自于彭博（Bloomberg）。
我们使用最小平方法（the Ordinary Least Squares, OLS）并分别使用公式（2）和（3）测量两地上市和本土上市国内中资银行的外汇风险和其他风险参数17。对于两地上市银行，由于样本同时使用A股和H股股价，可能会存在异方差性（heteroskedasticity）的问题。因此，根据White and Domowitz （1984）的方法对两地上市的国内中资银行进行t统计检验（t-statistics），以解决异方差性的问题。
为了寻找每家银行的最优模型，我们首先将所有可能的解释变量组合逐一作回归分析。在所有测算的回归模型中，我们使用在文献中常用的Akaike（1973）信息标准（Akaike Information Criterion）来选择每家银行各自的最优模型。由于这种模型选择方法并不适用于大量解释变量，所以我们将的最大迟滞数设为5（即公式（2）和（3）中的J=5），这样解释变量的数量就限制在11。
四、 测量结果
根据两地上市和本地上市的国内中资银行的测算结果，主要发现如下：
1．实证结果表明银行规模（以总资产衡量）和整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）存在很显著的相关关系，bXn的显著性和显著程度都表明了这一点18。
（1） 对于前者，大型银行（国有商业银行及股份制商业银行）较小型银行（城市商业银行）趋向有较显著的外汇风险，不论该风险是属于正数或负数。所有3家国有银行和8家股份制商业银行中的5家，有显著的外汇风险（即为正或负），而3家城市商业银行中只有1家有显著的外汇风险。
（2）bXn 关于（以绝对值衡量）的显著性程度，大型银行的值更高。3家国有商业银行的平均值大约为1.8542。包括8家较小的银行在内的股份制商业银行组，其平均值为0.6729，而规模最小的城市商业银行仅有0.122119。这说明由于人民币汇率变动（无论是升值还是贬值）所引起的股价波动，都会对大型银行产生较大的影响。
（3） 上述两点可能部分是由于大型银行往往有更多的外汇头寸，以及由于其海外分支机构、附属机构或者合资金融机构而产生的更多外汇业务。同时，由于他们往往会和大的国际企业有更多的业务，其中一些企业的竞争力和盈利能力对汇率变动敏感，因此银行客户所受到的人民币汇率变动的影响就可能通过宏观渠道传递给银行，较大型银行的汇率风险就可能来自于此。这可能会导致大型外资银行更多的外汇风险。
2． 为衡量国内中资银行外汇风险的相对规模，我们也测算了12家香港上市银行的外汇风险以作比较。我们使用了公式（3）中的相同设定，但以相应的香港市场的数据取代了 RCH,t-RFHK,t和It20。这样的模型设定试图揭示香港银行面对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的每日升值百分比变化。值得一提的是，必须慎重对待比较结果，因为国内中资银行和香港银行之间存在巨大差异21。
（1） 结果显示香港银行的外汇风险平均值为0.4264。这大大低于三大国有银行的1.8542和八大股份制商业银行的0.6729。相比之下，三家城市商业银行的平均外汇风险值（0.1221）则小于香港银行。这表明大的中资商业银行人民币相对美元的汇率变动普遍高于香港同业的其他小型中资银行。
（2） 即使以更为宽泛的汇率变动定义、港币有效名义贸易总值加权汇率指数（RERIt）的日百分比变化率来代替香港银行的Xt，香港银行的外汇风险平均值估计是0.6549，仍然低于国有和股份制商业银行。
（3） 国内中资银行的外汇风险之所以大于香港银行的原因并不是显而易见的，尤其是考虑到中资银行的国际银行业务相比香港银行仍然非常有限。但是，中资银行外汇风险较高的原因可能反映出国内市场缺乏对冲外汇风险的金融工具，或者是中资银行管理外汇风险的经验较浅。
3． 与其它市场的实证研究结果一致，国内中资银行的外汇风险往往存在差异。在14家中资银行中，有6家的bXn为负，说明人民币对美元的升值会对银行价值产生负面影响。另一方面，有3家银行的bXn为正，说明情况正好相反，而剩下5家银行的外汇风险并不显著。
4． 由于各家国内中资银行的外汇风险各不相同，负的外汇风险在大型银行中更为普遍，这表示人民币升值将减少其股票价值。特别是，我们发现，人民币每升值1%，平均而言就会减少大型银行的超额股票收益——国有银行降低1.27%，股份制商业银行降低0.41%——但小型银行（城市商业银行）的超额收益会增加0.12%。从整体上来说，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，所以人民币升值有可能削弱中国银行业的表现。
五、 结论
本研究使用了14家国内上市中资银行的股价数据，采用资本市场法考察了中资银行的外汇风险，包括银行未对冲外汇风险和负债引起的直接风险，以及由于汇率变动所导致的客户现金流和信用风险的变化，从而给银行带来的间接风险。
实证研究表明银行规模和汇率风险正向相关。这可能部分是由于大型银行往往有更多的外汇业务和交易头寸。大型银行与大的国际性公司的业务往来也更多，这些公司的竞争力和盈利能力往往对汇率变动敏感。这些可能都是构成大型银行有较大外汇风险的原因。
不同银行的外汇风险也各不相同，大银行的外汇风险往往为负，这意味着人民币升值会减少其股票价值。由于大银行占中国银行业的份额很大，实证研究的结果说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表现和股票价值产生负面影响，大型银行所受到的影响更为明显。再加上股价下跌一般反映违约风险上升，应密切监测人民币升值情况对内地银行违约风险所可能产生的影响。
注：
1 为了反映这类风险，自从巴塞尔协议公布以来（1996），大多数银行被监管者要求根据汇率风险测算所需资本，并付诸实施。
2 例如，1974年美国Franklin National Bank of New York的倒闭，以及1974年西德Bankhaus（I.D.）和Herstatt KG的破产清算。详见Aharony and Swary （1983）。
3 在这方面只有一些为数不多的研究，如Hahm (2004)对韩国银行业、de Wet and Gebreselasie （2004）对非洲银行业的研究。
4 对一个美国出口商而言，如果美元贬值，那么该出口商的竞争力就可能下降，这意味着出口商违约风险的上升。贷款给这个出口商的银行也就间接受到外汇风险。详见Chamberlain et al.(1997)的脚注18。
5 这两种实证研究方法对银行业运用的全面阐述可参考Martin and Mauer （2005）。值得一提的是，这两种方法也同样广泛运用于其他行业的研究，见Muller and Verschoor（2006）。
6 关于使用资本市场法的实证研究，参见附录A（本文略）。
7 在过往文献中，经常使用不同的利率变量以测量银行股票收益率对利率的敏感度。例如，Flannery and James （1984）分别使用了7年期国债收益率的变化和1年期国债价格的变化以反映利率的变化。他们发现无论采用何种利率变量，美国商业银行的股价对利率变动都很敏感。
8 该变量选择5年期中国国债的变化率。
9 也可定义为人民币相对美元以外的货币的汇率（如人民币对日元）。在文献中，当考虑不同的货币组合方式时，通常会以每一对组合计算。因大部分学术及媒体讨论国际汇价波动时，均聚焦于人民币对美元，因此本研究亦采用人民币对美元组合。不过，我们亦仔细调查过人民币对日元和欧元的组合。实证显示对国内大中型银行而言，人民币对日元和欧元的汇率变化所引起的外汇风险并不显著，因此，由人民币对欧元或日元所引发的汇率风险对中国银行业可能并不显著。
10 习惯上人民币汇率是以一美元所对等的人民币来表示。在这里使用倒数主要是为了在解释的系数上的方便。值得一提的是，将人民币汇率用倒数表达仅会影响系数的符号。
11 包括工商银行、建设银行和中国银行。
12 包括交通银行、招商银行、中信银行、上海浦东发展银行、民生银行、兴业银行、华夏银行和深圳发展银行。
13 包括北京银行、南京银行和宁波银行。
14 从人民币盯住美元制转变为以参考一篮子货币的市场供求关系来决定汇率。
15 事实上，在14家上市银行中仅有5家银行是在2005年7月21日之前上市的。它们是招商银行、上海浦东发展银行、民生银行、华夏银行和深圳发展银行。
16 我们考虑过使用不同期限（如1年期、5年期和10年期）的国债来表示无风险国债收益。但是1年期和10年期国债收益率在本样本初期很少变化，这可能是由于这两种债券的交易不够活跃。所以，最终选择了5年期国债。
17 另一种方法, 是采用系统性回归分析的"似乎不相关回归" (Seemingly Unrelated Regression, SUR) 法, 这是一种用以解释等式间的同期相关性 (contemporaneous correlation) 的广义最小二乘估计 (generalised least squares) 法, 在此也可用于联合测量14家国内中资银行的外汇风险。理论上, 当 (1) 等式间有着大的同期相关性和可准确作出估量时, (2) 不同等式内的回归量不太相关时, SUR 法可显著地提升估量的有效性。由于某些银行的样本数很少，尤其是三家城市商业银行，我们可能无法准确测量这14家银行的同期相关性。使用SUR法的效率优势也就很有限。因此在本研究中，我们采用了OLS 法。然而, 因为A股和H股之间表现出显著的同期相关性, 而使用SUR法有着明显的效率增益, 所以, 我们采用SUR 法去估量两地上市的国内中资银行的外汇风险。但是, 以SUR 法得出的外汇风险竟与OLS 法得出的结果相若。
18 由于本文的主要研究目的是国内中资银行的外汇风险敞口，外汇风险以外的发现在附录B中显示（本文略）。
19 如果将非零的银行包括在内，结果也没有很大的差异。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1.8542、1.0767和0.3363。
20 该样本包括中银香港、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。我们同时测算了将汇丰银行和渣打银行除外的平均外汇风险，这是因为这两家银行非常国际化、在资产组成上与其它香港银行存在显著差异。测算所得的平均外汇风险与使用完整样本的结果非常接近。
21 以外汇业务为例，香港银行通常都比中资银行在业务策略和操作方面拥有更大的自主权。
22 根据人民银行（2007），国有商业银行、股份制商业银行以及整个银行体系在2006年底的总资产值分别为2423.6亿人民币、544.5亿人民币及4395亿人民币。
作者简介：
黄德存黄学元梁乐怡香港金融管理局研究部
关键词: 中国内地银行外汇风险人民币汇率股价变动
中图分类号: F830.49 文献标识码: A 文章编号：1006-1770(2008)09-09-05
编者按：香港金融管理局（HKMA）于1993年4月1日成立，由外汇基金管理局与银行业监理处合并而成。金管局的主要职能由《外汇基金条例》和《银行业条例》规定，并向财政司司长负责。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，其主要职能为：维持港元汇价稳定；透过稳健投资策略，管理外汇基金（即香港的官方储备） ；促进香港银行体系稳健；发展香港金融市场基础设施，使货币畅顺流通。1997年亚洲金融危机爆发后，我国香港特区政府指示香港金管局动用巨额外汇基金入市，大量购买优质蓝筹股票，以此稳定金融市场，成功击退国际炒家，稳定了股市。
本文翻译自HKMA Working Paper 07/2008，“The Foreign Exchange Exposure of Chinese Banks”。English text by Hong Kong Monetary Authority. 本刊经香港金管局许可，翻译和发表此文。HKMA对中文翻译免责。
一、 介绍
汇率变动是银行所面临风险的重要来源之一1。在一些极端情况下，巨额汇率损失会引起银行倒闭2。即使没有那么糟糕，汇率损失也会对银行的盈利带来沉重负担。由于外汇风险对风险管理和银行业稳定有重要意义，这个题目一直是风险管理专家、学者和央行所关注的焦点。
在文献中，已有大量实证研究关注银行的外汇风险。但这些研究主要集中于已发展的银行市场，包括美国（如Grammatikos et al.(1986), Choi et al.(1992), Choi and Elyasiani(1997)，和Martin and Mauer （2003，2005））、日本（如Chamberlain et al.(1997)）、加拿大（如Atindehou and Gueyie （2001））和澳大利亚（如Chi et al.(2007)），或大型银行机构（如Martin （2000））。相比之下，对发展程度不高的银行市场的关注较少3。
对于中国银行业，随着银行融资活动和业务活动日益国际化、而国内市场缺乏可对冲外汇风险的金融工具，以及2005年7月中国汇率制度的重要变革都意味着国内中资银行普遍面临不断增加的外汇风险。因此，对国内中资银行外汇风险的全面实证研究将对中国的汇率和银行业政策提供有用的观点。
但部分是由于数据的匮乏，以往对国内中资银行外汇风险的研究比较简单，主要还是关注银行未对冲外汇资产和负债的外汇风险（即直接和会计风险）。正如Chamberlain et al. (1997)所指出，虽然银行的直接风险能对银行外汇风险提供重要解释，但它仅测算了部分的外汇风险。以银行对出口商的贷款为例，Chamberlain et al. (1997)表示即使会计风险被完全对冲，如果汇率变动显著影响银行客户的现金流、竞争力和信用风险，银行仍有可能面临不小的外汇风险（即间接和经济风险）4。这显示银行的外汇风险远超于它们的净外汇资产。
至于对个别银行外汇风险的识别，虽然很大程度上可以从会计数据中得出直接风险，但由于汇率变动对整体经济和银行客户的影响，所导致的间接风险则很难从会计数据中识别。因此，过往对国内中资银行外汇风险的分析并未给予国内中资银行业外汇风险的全貌。由于国内中资银行贷款中很重要的一部分与进出口活动有关，例如对制造业的贷款，该行业的竞争力和盈利性对汇率变动非常敏感，所以间接外汇风险可能是国内中资银行外汇风险中更为重要甚至是起决定作用的因素。
随着2005年年中以来一些重要国有银行陆续上市，关于国内中资银行股价的时间序列和跨行业数据日益增加，现在可以运用资本市场法来更准确和全面地调查中国银行业的整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）。和更为常用的、基于银行财务数据的现金流方法相比，资本市场法有不同的优势。具体地，资本市场法的测量是前瞻性的，并且有助于分析国内中资银行的违约风险。更为重要的是，它弥补了现金流法中缺乏样本的问题。因此，本文选择了资本市场法。对这两种实证研究方法的简要介绍和详细讨论详见附录A（本文略）5。
本研究使用资本市场法和14家在中国股票市场（即A股市场）和香港市场（即H股市场）上市的银行股价数据，并试图研究国内个别中资银行的整体外汇风险。
二、 实证设定
以往使用资本市法研究银行外汇风险的实证研究，包括Choi et al. (1992), Wetmore and Brick (1994), 以及Choi and Elyasiani （1997），从本质上都是基于以下资产定价模型，只是有不同的修改6，
(1)
其中，Rn,t和RFt分别是第n家银行股票从t-1到t期间的持有收益率和t时间的无风险利率。是市场组合的超额收益率。另外两个风险因子，It和Xt分别代表从t-1到t这段时间无风险债券7收益率的变化和汇率的变化，en,t是第n家银行与其他风险和测量误差有关的风险因子。
虽然公式（1）中的实证设定在以往的实证研究中被广泛运用于测量银行的外汇风险，但它并非完美无缺。各种理论和实证证据表明公式（1）中的设定可以扩展和修改。本部分首先将讨论关于该模型设定的相关理论和实证上的考虑。其后部分将提出融合了相关理论和实证考虑后，对在两地和本土上市的国内中资银行的不同实证设定。
对于市场风险敏感度，bmn，公式（1）假设只有银行上市所在的市场组合的收益率会影响银行的股票收益。但这个假设可能并不适用于在两地上市的银行。理论上而言，两地上市的公司的预期收益率不仅取决于国内市场组合的收益率，也取决于国外市场组合的收益（见Alexander et al.(1987)）。从实证上来说，Wang and Jiang (2004)使用了16家两地上市的国内中资股票（在A股和H股市场）从1995年6月到2001年9月的每日股价数据，发现国内中资银行的H股价格与香港和内地股市显著相关，这与两地上市企业的资产定价原理一致。而且，香港市场组合和国内市场组合对一家公司的A股和H股价格和香港和内地市场组合的关系是不同的。由于最大的6家国内上市中资银行都是在A股和H股市场同时上市，所以忽略这种情况将导致错误的模型设定、而使测量结果产生偏差。
对于利率的敏感度，bXn，早期的实证研究通常认为公司的股价仅依赖于当期的汇率变化。但是，Amihud（1994），Bartov and Bodnar （1994）以及Walsh（1994）的实证结果显示由于定价误差的关系，汇率的变化和公司价值之间存在滞后关系。Bartov and Bodnar （1994）提出了“滞后反应假设”（Lagged Response Hypothesis）并提出如果时间序列数据有限，投资者在识别汇率变化和企业表现、以至股价的关系方面存在困难。因此，滞后反应假设可能也适用于中国企业，尤其是国内中资银行，因为汇率制度的改革从2005年7月才开始实施，无论是对投资者还是银行来说，获得相关信息以看清人民币汇率变化和银行绩效之间关系的时间段都还太短。
综合相关理论和实证考虑，我们修改了公式（1）、并对在两地同时上市的国内中资银行股票提出以下实证公式
（2）
其中，Rn,t是第n家银行股票（无论是A股或者是H股）从t-1至t期间的以人民币计价的持有收益率，RFt是银行上市所在地的无风险利率。(RCH,t-RFCH,t)是国内市场组合的超额收益率（即深圳或者上海证交所指数，取决于银行上市所在地），RHK,t-RFHK,t为香港市场组合的超额收益率。DumA为当样本来自于国内股票市场时（即银行的A股回报率）的模拟变量；如果样本来自于香港股市（即银行的H股股价以人民币计算）则该值为零。以上所包括的这些与市场风险有关的解释变量基本上是按照Alexander et al. (1987)对两地上市企业的资产定价模型的原理以及Wang and Jiang （2004）的实证检验。从定义上来说，bCHn+bCH,An和分bHKn+bHK,An别为国内中资银行A股超额收益率相对国内市场组合超额收益率的市场敏感度，以及国内中资银行A股超额收益率相对香港市场组合超额收益率的市场敏感度，而bCHn和bHKn分别为国内中资银行H股超额收益率（以人民币计算）相对国内市场组合超额收益率的市场敏感度，以及相对香港市场组合超额收益率的市场敏感度。我们在公式中也容纳了模拟变量DumA，以反映银行A股和H股超额收益率的结构性差异。
为了测量利率敏感度，b1n，我们在测量方程中加入了一个解释变量，即无风险债券收益率的变化率（It）8。该假设与Flannery and James（1984）提出的“久期不匹配假设”（Maturity Mismatch Hypothesis）一致，有助于测量国内中资银行表现对中国无风险利率变化的敏感度。
关于国内中资银行的外汇风险，由测量。该变量假设国内中资银行的超额收益受到当期和滞后汇率的影响（迟滞至第期），这与Bartov and Bodnar （1994）提出的“滞后反应假设”一致。在公式（2）的设定下，第nth家国内中资银行的外汇风险，bXn，被定义为。在本研究中，Xt被定义为人民币汇率的变化率，即与一单位人民币相等的美元9，10。汇率增加意味着人民币升值，反之则是贬值。因此，负的（正）bXn表示人民币升值将对第n家银行的未来现金流产生负面（正面）影响，从而有可能降低（增加）它的股价回报。
对于仅在国内上市的国内中资银行，我们采用了下面的实证方程式，
（3）
公式（3）可以被看成是公式（2）的简版，与香港市场组合超额收益率相关的回归量被去除。对只在国内上市银行采用这个公式的合理性在于本地上市企业总体而言仅应与本地市场的风险显著相关。
三、 数据和测量方法
我们在测量中使用了14家上市银行的横切面时间序列混合数据（panel dataset）。其中，有3家是国有商业银行11，有8家是股份制商业银行12，余下的3家是城市商业银行13。从资产规模而言，2006年底样本银行占中国银行业总资产的55%以上。因此，样本应该可以充分代表整个市场。
该数据集包含了14家银行从2005年7月21日至2008年2月底的每日股价数据，由于各家银行首次公开上市（IPO）的日期不同，能获取的数据也就各不相同。样本起始日期选择在2005年7月21日是因为中国汇率制度在当日发生重大改革14。如果将样本日期扩展至更早的时间，未必会产生好的结果，因为（1）在此之前的人民币相对美元汇率从名义上基本未发生明显的变化，这会引起测量结果偏差；（2）14家银行中的大多数银行是在2005年7月21日之后上市15。
虽然使用每日股价的数据可以弥补对国内中资银行研究中实证样本不足的问题，但缺点是该数据集可能会包含一些由于市场气氛（market sentiments）突然变化或者银行特殊事件（如IPO当日股价的大幅上涨）所导致的外部干扰（outliners），使测量值受到不恰当的影响。因此，样本中每日超额收益低于第1个百分位或者高于第99个百分位的数据会在样本测量中去除。
在14家银行中，有6家是在国内和香港两地上市。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股是以港币计价，所以使用即期汇率将银行的H股超额收益转变为人民币计价。对另外只在当地上市的8家国内银行，所有的样本都使用其A股股价。
关于解释变量，国内市场组合的每日收益，RCH,t以上证指数（对于在上海证交所上市的银行）或者深圳成指（对于在深圳上市的银行）来代表。中国的无风险利率以5年期中国国债来表示16。香港市场组合的每日收益，RHK,t，由恒生指数代表。我们使用5年期外汇基金债券（Exchange Fund Notes）代表香港的无风险利率，RFHK,t。对于中国无风险利率的百分比变化率（It），我们使用5年期中国国债表示。对于人民币对美元汇率的日升值百分比变化，Xt-j，使用相应的即期人民币汇率来计算。本研究中所使用的所有数据，包括国内中资银行的股价数据，都来自于彭博（Bloomberg）。
我们使用最小平方法（the Ordinary Least Squares, OLS）并分别使用公式（2）和（3）测量两地上市和本土上市国内中资银行的外汇风险和其他风险参数17。对于两地上市银行，由于样本同时使用A股和H股股价，可能会存在异方差性（heteroskedasticity）的问题。因此，根据White and Domowitz （1984）的方法对两地上市的国内中资银行进行t统计检验（t-statistics），以解决异方差性的问题。
为了寻找每家银行的最优模型，我们首先将所有可能的解释变量组合逐一作回归分析。在所有测算的回归模型中，我们使用在文献中常用的Akaike（1973）信息标准（Akaike Information Criterion）来选择每家银行各自的最优模型。由于这种模型选择方法并不适用于大量解释变量，所以我们将的最大迟滞数设为5（即公式（2）和（3）中的J=5），这样解释变量的数量就限制在11。
四、 测量结果
根据两地上市和本地上市的国内中资银行的测算结果，主要发现如下：
1．实证结果表明银行规模（以总资产衡量）和整体外汇风险（包括所有直接和间接风险）存在很显著的相关关系，bXn的显著性和显著程度都表明了这一点18。
（1） 对于前者，大型银行（国有商业银行及股份制商业银行）较小型银行（城市商业银行）趋向有较显著的外汇风险，不论该风险是属于正数或负数。所有3家国有银行和8家股份制商业银行中的5家，有显著的外汇风险（即为正或负），而3家城市商业银行中只有1家有显著的外汇风险。
（2）bXn 关于（以绝对值衡量）的显著性程度，大型银行的值更高。3家国有商业银行的平均值大约为1.8542。包括8家较小的银行在内的股份制商业银行组，其平均值为0.6729，而规模最小的城市商业银行仅有0.122119。这说明由于人民币汇率变动（无论是升值还是贬值）所引起的股价波动，都会对大型银行产生较大的影响。
（3） 上述两点可能部分是由于大型银行往往有更多的外汇头寸，以及由于其海外分支机构、附属机构或者合资金融机构而产生的更多外汇业务。同时，由于他们往往会和大的国际企业有更多的业务，其中一些企业的竞争力和盈利能力对汇率变动敏感，因此银行客户所受到的人民币汇率变动的影响就可能通过宏观渠道传递给银行，较大型银行的汇率风险就可能来自于此。这可能会导致大型外资银行更多的外汇风险。
2． 为衡量国内中资银行外汇风险的相对规模，我们也测算了12家香港上市银行的外汇风险以作比较。我们使用了公式（3）中的相同设定，但以相应的香港市场的数据取代了 RCH,t-RFHK,t和It20。这样的模型设定试图揭示香港银行面对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的每日升值百分比变化。值得一提的是，必须慎重对待比较结果，因为国内中资银行和香港银行之间存在巨大差异21。
（1） 结果显示香港银行的外汇风险平均值为0.4264。这大大低于三大国有银行的1.8542和八大股份制商业银行的0.6729。相比之下，三家城市商业银行的平均外汇风险值（0.1221）则小于香港银行。这表明大的中资商业银行人民币相对美元的汇率变动普遍高于香港同业的其他小型中资银行。
（2） 即使以更为宽泛的汇率变动定义、港币有效名义贸易总值加权汇率指数（RERIt）的日百分比变化率来代替香港银行的Xt，香港银行的外汇风险平均值估计是0.6549，仍然低于国有和股份制商业银行。
（3） 国内中资银行的外汇风险之所以大于香港银行的原因并不是显而易见的，尤其是考虑到中资银行的国际银行业务相比香港银行仍然非常有限。但是，中资银行外汇风险较高的原因可能反映出国内市场缺乏对冲外汇风险的金融工具，或者是中资银行管理外汇风险的经验较浅。
3． 与其它市场的实证研究结果一致，国内中资银行的外汇风险往往存在差异。在14家中资银行中，有6家的bXn为负，说明人民币对美元的升值会对银行价值产生负面影响。另一方面，有3家银行的bXn为正，说明情况正好相反，而剩下5家银行的外汇风险并不显著。
4． 由于各家国内中资银行的外汇风险各不相同，负的外汇风险在大型银行中更为普遍，这表示人民币升值将减少其股票价值。特别是，我们发现，人民币每升值1%，平均而言就会减少大型银行的超额股票收益——国有银行降低1.27%，股份制商业银行降低0.41%——但小型银行（城市商业银行）的超额收益会增加0.12%。从整体上来说，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，所以人民币升值有可能削弱中国银行业的表现。
五、 结论
本研究使用了14家国内上市中资银行的股价数据，采用资本市场法考察了中资银行的外汇风险，包括银行未对冲外汇风险和负债引起的直接风险，以及由于汇率变动所导致的客户现金流和信用风险的变化，从而给银行带来的间接风险。
实证研究表明银行规模和汇率风险正向相关。这可能部分是由于大型银行往往有更多的外汇业务和交易头寸。大型银行与大的国际性公司的业务往来也更多，这些公司的竞争力和盈利能力往往对汇率变动敏感。这些可能都是构成大型银行有较大外汇风险的原因。
不同银行的外汇风险也各不相同，大银行的外汇风险往往为负，这意味着人民币升值会减少其股票价值。由于大银行占中国银行业的份额很大，实证研究的结果说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表现和股票价值产生负面影响，大型银行所受到的影响更为明显。再加上股价下跌一般反映违约风险上升，应密切监测人民币升值情况对内地银行违约风险所可能产生的影响。
注：
1 为了反映这类风险，自从巴塞尔协议公布以来（1996），大多数银行被监管者要求根据汇率风险测算所需资本，并付诸实施。
2 例如，1974年美国Franklin National Bank of New York的倒闭，以及1974年西德Bankhaus（I.D.）和Herstatt KG的破产清算。详见Aharony and Swary （1983）。
3 在这方面只有一些为数不多的研究，如Hahm (2004)对韩国银行业、de Wet and Gebreselasie （2004）对非洲银行业的研究。
4 对一个美国出口商而言，如果美元贬值，那么该出口商的竞争力就可能下降，这意味着出口商违约风险的上升。贷款给这个出口商的银行也就间接受到外汇风险。详见Chamberlain et al.(1997)的脚注18。
5 这两种实证研究方法对银行业运用的全面阐述可参考Martin and Mauer （2005）。值得一提的是，这两种方法也同样广泛运用于其他行业的研究，见Muller and Verschoor（2006）。
6 关于使用资本市场法的实证研究，参见附录A（本文略）。
7 在过往文献中，经常使用不同的利率变量以测量银行股票收益率对利率的敏感度。例如，Flannery and James （1984）分别使用了7年期国债收益率的变化和1年期国债价格的变化以反映利率的变化。他们发现无论采用何种利率变量，美国商业银行的股价对利率变动都很敏感。
8 该变量选择5年期中国国债的变化率。
9 也可定义为人民币相对美元以外的货币的汇率（如人民币对日元）。在文献中，当考虑不同的货币组合方式时，通常会以每一对组合计算。因大部分学术及媒体讨论国际汇价波动时，均聚焦于人民币对美元，因此本研究亦采用人民币对美元组合。不过，我们亦仔细调查过人民币对日元和欧元的组合。实证显示对国内大中型银行而言，人民币对日元和欧元的汇率变化所引起的外汇风险并不显著，因此，由人民币对欧元或日元所引发的汇率风险对中国银行业可能并不显著。
10 习惯上人民币汇率是以一美元所对等的人民币来表示。在这里使用倒数主要是为了在解释的系数上的方便。值得一提的是，将人民币汇率用倒数表达仅会影响系数的符号。
11 包括工商银行、建设银行和中国银行。
12 包括交通银行、招商银行、中信银行、上海浦东发展银行、民生银行、兴业银行、华夏银行和深圳发展银行。
13 包括北京银行、南京银行和宁波银行。
14 从人民币盯住美元制转变为以参考一篮子货币的市场供求关系来决定汇率。
15 事实上，在14家上市银行中仅有5家银行是在2005年7月21日之前上市的。它们是招商银行、上海浦东发展银行、民生银行、华夏银行和深圳发展银行。
16 我们考虑过使用不同期限（如1年期、5年期和10年期）的国债来表示无风险国债收益。但是1年期和10年期国债收益率在本样本初期很少变化，这可能是由于这两种债券的交易不够活跃。所以，最终选择了5年期国债。
17 另一种方法, 是采用系统性回归分析的"似乎不相关回归" (Seemingly Unrelated Regression, SUR) 法, 这是一种用以解释等式间的同期相关性 (contemporaneous correlation) 的广义最小二乘估计 (generalised least squares) 法, 在此也可用于联合测量14家国内中资银行的外汇风险。理论上, 当 (1) 等式间有着大的同期相关性和可准确作出估量时, (2) 不同等式内的回归量不太相关时, SUR 法可显著地提升估量的有效性。由于某些银行的样本数很少，尤其是三家城市商业银行，我们可能无法准确测量这14家银行的同期相关性。使用SUR法的效率优势也就很有限。因此在本研究中，我们采用了OLS 法。然而, 因为A股和H股之间表现出显著的同期相关性, 而使用SUR法有着明显的效率增益, 所以, 我们采用SUR 法去估量两地上市的国内中资银行的外汇风险。但是, 以SUR 法得出的外汇风险竟与OLS 法得出的结果相若。
18 由于本文的主要研究目的是国内中资银行的外汇风险敞口，外汇风险以外的发现在附录B中显示（本文略）。
19 如果将非零的银行包括在内，结果也没有很大的差异。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1.8542、1.0767和0.3363。
20 该样本包括中银香港、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。我们同时测算了将汇丰银行和渣打银行除外的平均外汇风险，这是因为这两家银行非常国际化、在资产组成上与其它香港银行存在显著差异。测算所得的平均外汇风险与使用完整样本的结果非常接近。
21 以外汇业务为例，香港银行通常都比中资银行在业务策略和操作方面拥有更大的自主权。
22 根据人民银行（2007），国有商业银行、股份制商业银行以及整个银行体系在2006年底的总资产值分别为2423.6亿人民币、544.5亿人民币及4395亿人民币。
作者简介：
黄德存黄学元梁乐怡香港金融管理局研究部