商業(yè)銀行流動性轉換職能的理論分析

商業(yè)銀行流動性轉換職能的理論分析

資產流動性是指它能夠立即履行付款職能，滿足投資者的消費和報銷能力。人們對資產流動性的需求與資產收益的不確定性密切相關。如果資產的未來收益是確定的,經濟代理人能夠做出精密的支付計劃,也就不存在流動性轉換問題。然而,人類的經濟體系永遠充滿著不確定性,各種資產的未來收益呈現出顯著差異,長期資產收益的波動性大于短期資產。人類對于流動性轉換的需求同經濟體系中的不確定性一樣是永恒的。人們希望避免因資產的流動性與對流動性的需求在時間上的不匹配而帶來的效用損失,這實質上是一種規(guī)避風險(效用損失的風險)的行為。實現流動性轉換的基本制度結構有兩大類即傳統(tǒng)的商業(yè)銀行與金融市場。傳統(tǒng)商業(yè)銀行的一個核心職能是流動性轉換即吸收居民存款,并將其投資于流動性較差的資產(如企業(yè)資產)。下面利用Diamond的兩個模型說明商業(yè)銀行的流動性轉換職能及其演化趨勢。一、最優(yōu)保險合約的最優(yōu)企業(yè)所占比例Diamond和Dybvig(1983)提出了一個研究銀行流動性轉換的基本模型,他們假定經濟分為三期(T=0,1,2),經濟中只有一種商品,其生產技術規(guī)模收益不變,且可無限細分。第0期的單位投資在第2期可產出R>1。如果生產在第1期中斷,則只能收到1單位產出。經濟代理人在第1期選擇是中斷生產還是繼續(xù)生產。在第0期,所有的消費者是相同的。每人都面臨屬于第1型(早期消費型)還是第2型(晚期消費型)的不確定性,這種不確定性是私人信息,因此不能保險。早期消費型消費者只關心第1期的消費,晚期消費型消費者只關心第2期的消費。而且,所有經濟代理人能夠無成本地私人儲存商品,這種儲存行為別人不能觀測到。在T=0與T=1之間沒有人會儲存商品,因為把商品投入生產至少與儲存的效果一樣(甚至更好)。如果晚期消費型經濟代理人在T=1時得到消費品,他可以儲存到T=2時消費。設cT代表代理人在T期收到的消費品(用于消費或儲存),它是公共信息。這樣在第2期,晚期消費型代理人私人可觀測的消費等于他第1期的儲存加上第2期的收入即c1+c2。每個經濟代理人有一個如下形式的狀態(tài)依存效用函數:在這里,1≥ρ>R-1,u∶R++1→R是有二階連續(xù)導數、嚴格凹的增函數,滿足條件u′(0)=∞,u′(∞)=0。還假定代理人的相對風險偏好系數處處大于1,即cu″(c)/u′(c)>1,代理人在能夠獲得的信息條件下最大化預期效用E[u(c1,c2,Θ)]。假如t∈(0,1)是早期消費型代理人所占的比例,每個代理人的類型相互獨立且概率相同。在第0期,每個代理人的稟賦為1單位商品(其它時候沒有稟賦投入)。這一模型中,代理人最簡單的行為是自給自足,代理人之間不發(fā)生任何關系,每個代理人在第0期投入單位商品。設cik表示第i型消費者在第k期的消費量。代理人將選擇c11=1,c21=c12=0,c22=R,即早期消費者將完全終止生產,晚期消費者完全不終止生產。代理人的期望效用為t+(1-t)R。如果在第1期經濟代理人的類型是公共信息,早期消費型和晚期消費型代理人間就可能在事前(第0期)締結關于產出的最優(yōu)保險合約。最優(yōu)合約消費ci*ki?k滿足以下條件:c2*12?1=c1*21?2=0(1a)由于邊際效用與邊際生產力必須相等,u′(c1*11?1)=R(即第1型消費者的邊際效用等于邊際生產力);ρu′(c2*22?2)=1(即第2型消費者的邊際效用等于邊際生產力),因此,有:u′(c1*11?1)=ρRu′(c2*22?2)(1b)加上預算約束:tc1*11?1+[(1-t)c2*22?2/R]=1(1c)下面討論這一方程組解的特征。根據假設,ρR>1,且cu″(c)/u′(c)>1,可以證明最優(yōu)消費水平滿足:c1*11?1>1,c2*22?2<R。因此,與上面自給自足的結果相比,經濟代理人的效用增加了,即:tu(1)+(1-t)ρu(R)<tu(c1*11?1)+(1-t)ρu(c2*22?2)這是一種帕累托改進。而且,因為ρR>1,根據(1b)有c2*22?2>c1*1。表明在第0期締結的合約為不幸成為早期消費者的代理人提供了保險。由于消費者的類型取決于個人的偏好,它不可能成為公開信息,因此假定第1期經濟代理人的類型是私人信息更為合理。雖然在第1期代理人知道了自己的消費類型,這出現了在第0期和第1期產生進行風險分擔交易的可能性,但由于不存在據以締約的公共信息,代理人間不可能在第0期締結狀態(tài)依存型合約即不可能締結競爭性的最優(yōu)風險分擔的合約。如果代理人的類型是私人信息,這意味著在不同的私人信息狀態(tài)下代理人對收入流量模式有不同的偏好。而合約對方不可能了解這種偏好的具體內容,這就會產生機會主義行為,使得事前的風險分擔合約無法執(zhí)行。具體地說,在理論上存在市場配置流動性風險的可能性,通過創(chuàng)造某些衍生工具的競爭性市場,全體代理人可以在事前(第0期)締結保險合約:如果在第一期不幸成為第1型消費者,第2型消費者愿意從自己的生產中提取一定資產補償第1型消費者,使得第1型消費者實際消費量為c1*11?1>1,第2型消費者的實際消費為1<c2*2<R。這種合約可以實現最優(yōu)風險分擔。然而,如果代理人的消費類型是私人信息,則合約在第1期履行時會遇到如下問題:第2型消費者如果聲稱自己是第1型消費者,他不僅可以免除補償他人的義務,還能夠從別人那里索取補償。這種機會主義行為使得事前在競爭市場上不可能締結風險分擔合約。是否還存在締結其它形式合約的可能性?假如在每期存在對未來商品求償權的競爭性市場。容易證明,由于生產技術的規(guī)模收益不變,如果代理人間可能締結非或有合約,其價格也只能是確定的:對第1期商品求償權在0期的價格為1,在第0期和第1期對第2期商品的求償權的價格是R-1。在第0期,所有代理人是同態(tài)的(偏好完全一樣),都將把所有稟賦投放上述生產技術,不可能有交易。由于每個代理人生產技術相同,他們能夠選擇c1=1和c2=R的任何正線性組合,這樣在第1期會可能發(fā)生當期現貨與第2期的期貨間的交易,即第1型代理人用對第2期商品的求償權與第2型代理人第1期的現貨交易。因每個代理人的生產集與總生產集成比例,如果c1>0,c2>0,第2期商品在第一期的價格只能是R-1。然而給定這一價格,則實際上不會發(fā)生任何交易,代理人進行交易并不比自給自足好。這樣代理人的消費與自給自足情況下完全相同:c11=1,c21=c12=0,c22=R。因此,在代理人的類型是私人信息時,上面的最優(yōu)保險合約是不可能實現的。二、純戰(zhàn)略保持均衡在代理人的類型是私人信息條件下,還存在另外一種實現最優(yōu)風險分擔的制度安排——銀行。銀行的關鍵特征是可以吸收活期存款,它保證代理人需要時可以提取存款(并獲得一定的收益r1),這為代理人提供了流動性。銀行活期存款合約允許代理人在第0期存入單位存款,在第1期可以支取r1。支取服務按照隨機排隊方式進行,先提取者都得到全額支付,直到銀行耗盡其資產。又假定銀行為所有存款人共同擁有,并在第2期清償。因此在第1期沒有提現的存款人每人獲得與存款等比例的銀行資產。設V1表示單位存款在第1期的兌現額,它依賴于存款人第1期在排隊中的位置,V2表示單位存款在第2期的兌現額,它依賴于第1期的提取總額。即:V1(fj?r1)={r10fj＜r-11fj≥r-11(2)V2(f,r1)=max[R(1-r1f)/(1-f)?0](3)在上式中,fj指在代理人j之前兌現的人數占總人數的比例;f指在第1期兌現的比例。以下討論上述銀行制度的均衡結果(只討論純戰(zhàn)略納什均衡,在這一問題中,混合戰(zhàn)略納什均衡沒有經濟意義)。在上述模型中,引入銀行會出現多態(tài)均衡,第一個均衡是充分信息最優(yōu)風險分擔均衡。當r1=c1*1時,即單位存款在第1期兌現額等于在充分信息下第1型消費者的最優(yōu)消費時,將f=t,r1=c1*1代入(2)式和(3)式。根據(1c)可知,V1(·)=c1*1,V2(·)=c2*2。由上面分析可得c2*2>c1*1。在第1期,對于早期消費型代理人來說,最優(yōu)選擇無疑是提存,可得消費量r1=c1*1;對于晚期消費型代理人來說,若在第1期提取然后儲存用于第2期消費,則消費量為r1=c1*1,如果第1期不提取,則在第2期的消費量為V2(·)=c2*2,由于c2*2>c1*1,第2型消費者的最優(yōu)選擇是后者。因此,這時的均衡結果是:在第1期,第1型消費者全部提存、第2型消費者全部存入銀行,這與上面的最優(yōu)風險分擔結果完全一樣。此外,另一種可能的純戰(zhàn)略納什均衡是銀行擠兌均衡。如果出現恐慌,所有代理人預期其它代理人將提存,結果在第1期都會競相提存。這是因為在第1期銀行存款本利和超過銀行清償的資產總額,正是由于銀行提供了不流動性資產向流動性資產的轉換,因而帶來了擠兌均衡的可能性。對于任何r1>1,都有可能出現擠兌均衡。如果r1=1,不會發(fā)生擠兌,因為對于任何0≤fj≤f,V1(fj,1)<V2(f,1),即銀行在第1期不可能出現負債大于資產的情況。但當r1=1時,銀行只是簡單地模仿代理人直接持有資產,不能實現帕累托改進。因此,不受擠兌威脅的銀行并不能提供更多的流動性。銀行擠兌均衡的結果比不存在銀行情況下的結果更差。在銀行擠兌均衡中,每個代理人收到期望為1的風險支付,而不存在銀行時每個代理人直接持有資產收入至少為1(當代理人屬于第2型消費者時收入為R>1)。因此,銀行擠兌均衡是最差的均衡。既然有可能出現擠兌均衡,為什么代理人還會使用銀行這一制度形式呢?即使代理人預測到發(fā)生擠兌均衡的概率為正,只要這一概率足夠小,代理人仍會選擇至少在銀行部分存款。因為畢竟在最優(yōu)風險分擔均衡下,代理人能夠達到最高的期望效用水平。銀行擠兌均衡發(fā)生的概率依賴于經濟中某些代理人都可以觀測到的變量,如較差的收入報告、對某些銀行的擠兌、政府對經濟前景的暗淡預期等。這些因素并不需要與銀行的基本財務狀況相關。問題的關鍵在于存款人一旦存款后,任何使他們預期擠兌的因素都可能最終引發(fā)擠兌。這表明最優(yōu)風險分擔均衡十分脆弱,維持公眾信心對建立在純活期存款合約基礎上的銀行來說極為關鍵。這種均衡性質為政府的存款保險提供了用武之地。當然,政府的保險必須有資金來源。為了維持模型分析的完整性,在引入政府存款保險時不能破壞總的資源約束,即政府存款保險資金的來源只能是從存款人和銀行征收的稅收。Diamond-Dybvig證明了如下結論:如果政府恰當地征稅來為存款保險融資,最優(yōu)風險分擔均衡將是經過政府存款保險的銀行的唯一納什均衡(實際上是占優(yōu)均衡)。三、市場提供流動性的能力、市場參與與創(chuàng)造在上述模型中,市場不能提供流動性功能,代理人之間不會發(fā)生交易的關鍵原因在于對生產和代理人同一性假設。經濟中只存在一種商品,所有代理人都面臨相同、規(guī)模收益不變的生產技術。在第0期,他都同時得到相同的稟賦,效用函數相同,屬于第1型還是第2型消費者的概率也完全一樣。交易發(fā)生的基本前提是至少存在兩種交易客體(交易對象),而且交易雙方對這兩種交易客體的偏好出現差異。例如,只有在交易甲方更偏好于交易客體1(蘋果),交易乙方更偏好于交易客體2(大米)時,交易才有可能發(fā)生。這樣,在上述假定下只存在一種市場交易的可能性,在事前(第0期)締結第2型代理人對第1型代理人補償的保險合約。然而,上述模型的假設使得這種事前風險補償合約不可能是一種雙邊交易,因為在事前任何代理人都不知道自己在第1期會是什么類型,其類型的概率分布都一樣,因此,代理人在事前只有一個籠統(tǒng)的規(guī)避風險的需求,并不能確定自己處于交易的哪一方,是補助者還是受助者。模型暗示的交易只能是所有代理人同時參與的多邊交易,這種暗示在本質上要求存在一個中心協調人來計算風險補償的價格,安排保險合約。然而上面已經論證了在代理人類型是私人信息的前提下,這種唯一的多邊交易也不可能?？梢?這些假設有利于銀行的引入而不利于市場對流動性的協調,市場提供流動性的能力、交易的可能性完全被模型假設掉了。這些假設與現實中活躍的市場不相符。Jacklin(1987)放棄了Diamond-Dybvig的消費可觀測性、提現直接用于消費的假定,引入了銀行存款與其它金融資產交易的二級市場,得出了銀行在提供流動性方面并不重要的結論。Haubrich和King(1990)、Hellwig(1994)、VonThadden和Ernst-Ludwig(1997)提出的模型也表明,在存在金融市場的情況下,銀行提供流動性的功能并不十分重要。Wallace(1988)指出Diamond-Dybvig上面的模型,主要用來解釋在沒有金融市場(因為投資者在空間上的分離,不參與金融市場)的環(huán)境下銀行提供流動性的職能。Diamond在1997年對其1983年的模型進行了修正,引入了有限參與的金融市場并將資產的流動性內生化,以研究存在有限參與的金融市場前提下銀行與市場的角色。對代理人類型假定的修正。在第1期有三種類型的代理人:第1型代理人,需要在第1型立即消費;2A和2B型代理人只關心第2期的消費,2A與2B的區(qū)別在于在第1期資產的市場參與方面,2A型代理人是市場的積極參與者,而2B不參與。設q1>0為第1型代理人的比例,q2B>0為2B型代理人的比例。q2B越小,市場參與度越高。對資產和流動性假定的修正,存在兩類而非一類真實資產。一類是短期資產,第0期的單位投資在第1期產出為R≥1;另一類是長期資產,第0期的單位投資在第2期產出為X>R2,若在第1期中止則產出為0。這一假定表明流動性更有價值,因為對短期資產的重復投資收益比長期資產低?，F在對市場與銀行提供流動性的條件進行分析。如果所有代理人直接持有資產,假定在第0期每個代理人將α(0≤α≤1)投入短期資產,1-α投入長期資產。第1型代理人可以用其持有的長期資產與2A型代理人持有的短期資產在市場上進行交易。這樣市場履行了提供流動性的功能,在交易前,每個投資者持有αR單位第1期資產求償權、(1-α)X單位第2期資產求償權。2B型代理人不能進入市場交易,只能將所持有短期資產重新進行短期投資,在第2期得到αR2單位產出,加上其所持有的長期資產的產出(1-α)X,2B型代理人的總消費量為αR2+(1-α)X?？梢娬菍κ袌鰠⑴c的限制才給銀行以進入模型的機會。設單位第2期資產求償權在第1期的價格為b1,cij表明第j(j=1,2A,2B)型代理人在第i期的消費。Diamond證明了:如果所有代理人直接持有資產,則b1≤R/X,α≥q1,c11≤R;若q2B>0,則上述不等式都為嚴格不等式,即b1<R/X,α>q1,c11<R;若q2B=0,則b1=R/X,α=q1,c11=R。這就是說,與完全市場參與(q2B=0)的結果相比,在有限市場參與(q2B>0)下,市場提供的流動性更低(b1<R/X),早期消費型代理人的效用水平低(c11<R),代理人對短期資產的投資比例更大(α>q1)。Diamond還證明了銀行流動性功能的條件:如果相對風險規(guī)避系數大于1,有充分比例的代理人不參與市場,即q2B>?q2B>0(?q2B為某一臨界值),則銀行能夠比市場提供更多的流動性功能。當沒有市場參與即q2A=0時,模型與Diamond-Dybvig1983年的結論相同:銀行在提供流動性方面最優(yōu)。在充分市場參與(q2B=0)時,模型與Jacklin1987年的結論相同:銀行不可能提供流動性。四、市場參與比例提高市場參與在這些模型中是外生變量,它是通過假設引入的。到目前為止,有限參與的假定較符合現實,單個家庭持有的金融資產種類很少,他們只在極個別的金融市場上活動。Blume等人在197