数字金融是否影响商业银行特许权价值？

顾海峰，朱慧萍

东华大学 旭日工商管理学院，上海 200050

一、问题提出

数字经济概念最初由泰普斯科特于1996年提出，随后美国商务部发布《新兴的数字经济》报告，标志着数字经济提法的正式确立。数字经济作为一种新的经济发展形态，正深刻影响着各个行业并为建设制造及科技强国提供强大动能。中国政府对其高度重视，李克强总理在2021年政府工作报告中结合《国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要(草案)》强调要加快数字化发展，打造数字经济新优势。由《中国数字经济发展白皮书(2021年)》公布的数据可知，2020年数字经济发展带动的增加值规模为39.2万亿元，达到GDP占比的38.6%，意味着数字经济是助力国民经济发展的重要推手，尤其是在面临中美贸易摩擦和新冠肺炎疫情双重冲击下，数字经济将成为新的经济引擎。数字经济业务延伸至金融领域，逐渐形成数字金融这一新型业态模式。数字金融是依托互联网、大数据、区块链等信息科技与金融行业的融合以提升金融服务效率，其本质是金融创新的产物。数字金融的快速发展将为社会引入诸多新兴理财工具，由此影响到金融业格局的重大调整。

数字金融的概念界定有广义和狭义之分。从广义上来讲，银行及其他传统金融机构以及互联网平台企业利用数字技术所开展的金融业务可统称为数字金融；而狭义上的数字金融一般是指互联网平台企业开展的新型金融模式，本文所指的数字金融更接近于其狭义概念。数字金融作为新型金融模式与传统金融体系既相辅相成又相互竞争，并对银行经营模式产生巨大挑战。考虑到银行部门事关国家金融安全问题，金融监管部门势必要对银行经营资质实施必要管制，如设置较高的行业准入门槛、监管日常核心经营指标等。银行只有在满足诸多限制条件下才能获得金融特许营业牌照，具有从事银行类业务资格进而获取收益。银行拥有营业牌照是创造超额利润的基本前提。从资源稀缺性视角来看，银行特许营业牌照自身就具有一定经济价值，该价值被界定为商业银行特许权价值，其实质可以理解为金融监管部门为商业银行在银行业市场上创造的垄断租金。商业银行特许权价值越大创造的超额利润就越多，与此同时，银行的破产损失成本也就越高。特许权价值对银行经营至关重要。一方面，特许权价值可以反映银行未来盈利能力与可持续经营能力，激励银行获取更多的超额利润以提升银行经营绩效；另一方面，特许权价值对银行管理层具有约束效应，可有效制约管理层寻租行为以避免银行因承担过高风险而导致其失去特许经营牌照。

数字金融的应运而生不仅加剧了银行间业务竞争也使银行业整体风险水平有所提升，在依靠外部监督机制来防范银行风险的同时，更应注重发挥银行的自我约束机制。在数字金融快速发展背景下，深入考察数字金融对银行特许权价值的影响及其作用机制将有助于揭示数字金融对银行特许权价值的影响规律，这对于规范数字金融发展及提升银行特许权价值，以此来防控中国银行业风险及实现经济高质量发展目标，具有重要的理论与现实意义。

本文的主要创新和贡献在于：第一，选取2011—2020年中国商业银行年度数据，构建基准模型，考察数字金融对银行特许权价值的影响；第二，针对样本银行类型与所属地区进行分组检验，考察数字金融对银行特许权价值影响的异质性特征；第三，构造金融开放与宏观审慎调节变量，在基准模型基础上引入交互项构建调节效应检验模型，考察金融开放与宏观审慎对数字金融与银行特许权价值关系的调节作用；第四，构造净息差中介变量，构建中介效应检验模型，考察净息差在数字金融与银行特许权价值的关系中是否承担着中介作用。

二、文献回顾

(一)数字金融的经济后果

数字金融具有覆盖范围广、便捷高效及低成本的特点，其不仅能够为非金融部门和个人拓宽金融服务渠道，也会推动诸多细分市场的经济进步，从而为发展中国家和新兴经济体带来更大的金融包容性。现有文献针对数字金融的研究主要聚焦于宏观及微观层面来考察数字金融的经济后果。从宏观层面来说，数字金融发展会对经济增长、居民消费、社会保障水平等方面产生影响。Shen等研究认为，数字普惠金融对经济增长具有显著的正相关性，并对周边国家具有空间溢出效应。Li等探究了数字金融与家庭消费的关系，发现两者之间呈显著正相关关系。汪亚楠等研究发现，数字普惠金融能够提升社会保障水平。

从微观层面来说，一方面是数字金融对微观企业层面产生的经济后果。有研究认为数字金融可以减缓信息不对称性，精简信贷审批程序，降低小微企业的融资成本，缓解“融资难”困境，进而有效支持企业跨越资金约束门槛为创业活动的开展提供空间。马连福等研究表明，数字金融具有的资源效应与信息效应有助于增强企业的抗风险能力，与此同时企业风险承担水平随之提升。另一方面是数字金融对微观银行经营效率、银行竞争及风险承担等方面产生的经济后果。关于数字金融与银行经营效率的研究结论尚未统一，既可能存在负向影响的替代效应，也可能存在正向影响的技术溢出效应，并且数字金融发展对银行成本效率具有提升效应，对银行利润效率却有抑制效应。数字金融发展会助推银行间竞争进而提升银行风险承担水平。但也有学者存在截然不同的观点，认为银行为应对数字金融发展带来的行业冲击会采用战略联盟形式巩固市场地位，增加潜在竞争对手的进入壁垒，进而可能会降低银行竞争程度。

(二)银行特许权价值的影响因素

既有文献关于银行特许权价值影响因素的研究主要集中在以下方面：第一，宏观经济环境对银行特许权价值的影响。有学者研究认为，银行特许权价值与经济周期波动密切相关，在经济繁荣期银行特许权价值增加而经济衰退期银行特许权价值则下降，特别是金融危机对银行特许权价值的抑制效应更强。Haq等研究发现，市场约束与银行特许权价值呈正相关关系，且银行资本、或有负债和非利息收入是银行特许权价值的重要来源。第二，金融管制对银行特许权价值的影响。Keeley研究认为，放松银行业管制会降低银行特许权价值。不管是取消银行存款利率上限政策还是金融监管部门放松行业进入限制条件，银行垄断地位的削弱会致使特许权价值下降，但放松金融管制也可能会增加银行特许权价值。第三，银行治理机制对银行特许权价值的影响。Cebenoyan等研究认为存在严重委托代理问题的银行管理层更乐意参与非盈利性项目，导致银行特许权价值的下降。Palia等研究发现，银行资本对特许权价值具有显著正效应而激励性薪酬变量对银行特许权价值的影响缺乏显著性。Ghosh选取1996—2006年印度银行年度数据进行考察，研究显示，银行规模对特许权价值产生负向影响，对银行经营效率则产生正向影响。此外，考虑到银行内控质量通过资本结构渠道会抑制银行主动风险承担水平，由此可能会降低银行破产风险而提升特许权价值，对此，银行特许权价值与银行风险之间将呈现负相关关系。也有部分学者对此持不同意见，认为银行特许权价值会增加银行风险，也可能会呈现先降后升的U型关系。

三、理论分析与研究假设

(一)数字金融对银行特许权价值的影响

1.数理推导

数字金融的迅速发展对传统商业银行的市场垄断地位产生威胁，两者间的竞争愈演愈烈，从而导致银行特许权价值呈日渐下降趋势。本文借鉴Blum等的研究，将数字金融纳入银行利润最优化问题的模型框架，通过模型演绎及推导来揭示数字金融对银行特许权价值的影响机理，基本假设及变量定义如下：

(1)银行经营以利润最大化为目标，假定银行资本为，存款为，银行风险资产仅包含贷款，=为法定存款准备金，其中为法定存款准备金率，银行不持有超额准备金且准备金收益率为零，则资产负债表为：+=+。

(2)银行存款的付息成本为()，起初为获取更多存款资源会增加边际成本，在达到一定规模之后存款边际成本呈现下降趋势，即()>0，()<0。

(3)假设银行贷款需求函数为=-，>0，>0，为贷款利率。

(4)银行贷款收益率的期望值为()，为贷款预期收益率，()为贷款如期收回的概率，由于贷款预期收益率越高，如期收回的概率就越低，则()为严格凹函数，即()<0，()<0。若贷款无法收回，银行贷款损失为。在不考虑银行破产成本的情况下，基于风险中性的银行会在预期收益最大化的风险水平上进行信贷决策，那么预期收益率应满足()+()=0。

(5)基于现实经营条件考虑，银行贷款预期收益率不可能低于存款边际成本()，那么≥()。考虑到存款准备金对信贷决策的影响，那么(1-)≥()成立，并且在最优状态下两者相等。

(6)数字金融的发展一方面对银行存款业务产生挤占效应进而致使银行利润创造能力收缩，故假定=()，dd<0；另一方面，数字金融发展将加剧价格竞争效应迫使银行降低贷款利率导致利润区间收窄，故假定=()，dd<0。

依据上述条件，银行利润()最大化函数及其约束条件为

=()[-()]-[1-()]

(1)

由已知条件可推导知=+(1-)，那么利润函数式(1)可转化为如下函数：

=(){[+(1-)]-()}-[+(1-)]·[1-()]

(2)

对式(2)中的变量求偏导数并令其等于0，得到

(3)

由于变量是关于的函数，对式(3)中与求全微分：

(4)

由上述条件()<0可知，()()<0，在最优状态下(1-)=()，那么分母的符号取决于[()+′()](1-)的正负，因为0<<1，()+()=0，可以发现()<|()|，那么分母符号判定为负，又由于dd<0，最终可得dd<0。

接下来将银行贷款需求函数=-代入式(1)，得到

=()[(-)-()]-(-)[1-()]

(5)

对式(5)中的变量求偏导数并令其等于0，得到

(6)

由于变量是关于的函数，对式(6)中与d求全微分，得到

(7)

根据已知条件，()<0，()<0，dd<0，那么-()>0，2()+()<0，综合整理可得dd<0。

由上述结果可知，数字金融对银行特许权价值的影响机理主要体现在存款挤占效应、价格竞争效应、服务替代效应三个层面。

2．存款挤占效应

式(4)分析结果表明，数字金融通过存款挤占效应降低银行预期收益使其盈利能力受到削弱，从而导致特许权价值下降。第一，数字金融可以依托网络借贷、移动支付及各种理财交易平台使社会闲置资金经过数字金融体系来分流银行存款，由此激化了存款市场竞争，致使银行流动性创造功能由于存款规模的不断缩减受到制约进而降低了银行特许权价值。第二，银行吸纳的存款依据来源可以划分为零售型与批发型两种，其中零售型存款的期限较长并受存款保险制度的保护，批发型存款的期限相对较短，易受市场波动的影响。与银行传统存款业务相比，数字金融多元化的投资方式对零售型客户更有吸引力，使银行倾向于依赖同业负债、委托理财等批发型存款，从而引发存款结构恶化即资本成本较低的零售型存款比例下降而资本成本较高的批发型存款比例上升，该现象不可避免地增加银行经营的脆弱性进而对特许权价值产生负面冲击。第三，数字金融构建的流通渠道可以绕开银行来衔接资金价值链的上下游以此来分流银行存款业务。价值链上游的供给者为获取竞争性收益倾向于选择回报率较高的金融理财产品，数字金融将汇聚起来的资金为价值链下游的需求者提供融资对接服务，由此引发客户、资金及渠道的脱媒现象，进一步加剧存款挤占效应对银行特许权价值的不利影响。

3．价格竞争效应

式(7)分析结果表明，数字金融会通过价格竞争效应迫使银行收窄存贷利差以此导致银行预期收益及特许权价值的下降。首先，数字金融发展会助推利率市场化进程，使信贷利率管制得以放松并凭借其收益性吸纳更多存款资金，若银行想维持存款规模就要通过提升存款利率的方式参与竞争以此增加储户关注度。与此同时，数字金融以较低成本向中小企业释放信贷资金以缓解其融资约束困境，那么银行不得不降低贷款利率来维持信贷市场份额，结果导致银行存贷利差收益变窄使盈利空间受到压缩。其次，考虑到数字金融的交易成本优势，银行被迫增加留客和揽客成本，在原有业务量保持不变的情况下抬高资金成本导致资产业务盈利区间收窄从而降低了资本边际收益。最后，数字金融吸纳的零散资金可能会以利率更高的拆借业务等方式流入银行，进一步增加了付息成本，造成银行利润减少从而特许权价值下降。此外，由于数字金融加剧了信贷业务竞争，银行管理层基于逐利性动机会通过信贷投放规模对经营战略适时予以调整：当减少资金投放实施信贷收缩时，部分银行存款不能及时进行流动性转化带来预期收益，还会增加经营成本；当银行实施信贷扩张时，审批门槛降低会引起信贷资产质量下降及经营不确定性程度上升，进而会削弱银行特许权价值。

4．服务替代效应

数字金融在业务竞争与价格竞争中取得相对优势的重要前提是凭借其独特的经营模式及普惠便捷性，比传统银行业务更有吸引力，以此来降低银行客户黏性。其一，数字金融服务覆盖范围广，不仅能够满足中小企业的融资需求，还能为个人消费者等“长尾”客户提供具有针对性、灵活性的资金支持。其二，数字金融服务利用大数据、云计算等信息技术及时追踪反馈客户经营过程中的风险信息，可有效提升风险甄别能力，相对于银行严格的审核要求及烦琐流程，数字金融高效的服务优势会抢占银行信贷市场，并对其盈利能力产生冲击。由于信息不对称程度的缓解，数字金融不再将实物资产的抵押变现能力作为客户能否获得资金的唯一标准，甚至可能提供无抵押、无担保的资金支持，从而有助于丰富资金渠道的多元性。其三，数字金融移动终端突破了银行依靠物理网点经营的时间和空间限制，使客户的便捷性得以提升，同时新型移动支付方式的普及打破了银行信用支付业务的垄断格局，进而导致银行传统金融业务的利润增速放缓且自身特许权价值随之下降。

但是，数字金融也可能通过技术溢出效应与内部治理机制来提升银行特许权价值。一方面，数字金融的普惠性、低成本及高效率特性对传统金融业务产生强烈冲击，倒逼银行加快金融服务模式创新以提高既有业务和服务质量，并通过运用金融科技手段来精简业务服务流程助推银行数字化转型，有助于改善银行经营效率，力求实现降低管理成本增加盈利空间的目标，进而可以有效提升银行特许权价值。另一方面，考虑到数字金融给银行业施加的竞争压力，银行会主动选择优化内部治理机制来应对复杂的外部经营环境。银行管理层为维持市场份额以达到预期绩效目标，会倾向于减少寻租行为，更多地关注长期利益并注重提升信贷资产质量，那么银行贷款违约率下降有助于增加其信贷收益，致使银行特许权价值提高。基于此，本文提出如下竞争性假设：

假设H1a：数字金融对银行特许权价值具有抑制作用。

假设H1b：数字金融对银行特许权价值具有促进作用。

(二)金融开放与宏观审慎的调节作用

金融开放不仅是全球经济一体化发展的大势所趋，也是中国构建经济增长新格局与金融业高质量发展的内在要求。近年来，中国推进金融开放的步伐不断加快、业务范围大幅扩大，为充分利用两个市场、两种资源提供了优越的政策条件，但是金融开放措施对金融体系带来的负面影响也不容忽视。金融开放主要通过市场准入限制、业务竞争及风险溢价效应来调节数字金融与银行特许权价值的关系。第一，在金融监管部门严格限制市场准入的情况下，银行持有金融特许营业牌照才能参与金融业务，意味着市场准入限制越严格，拥有经营资质的银行数量越少，由资源稀缺性决定的特许权价值就越高。如果放松市场准入限制条件，较低的行业准入门槛导致持有营业牌照的银行数量增加，那么银行个体获取超额利润的空间收缩，导致特许权价值随之下降。第二，金融开放会加剧数字金融对银行业务的挤占效应，尤其是允许外资银行进入的金融政策实施以来，国内银行的存款及信贷业务受外资银行市场分割的影响均有所下滑，激烈的价格竞争导致存贷利差收益减少，进而不断侵蚀国内银行的特许权价值。第三，金融开放深化了国内外资本市场的互联互通，由于中国金融监管政策的限制，跨境资本会更多地流入数字金融平台而非银行部门，进而为融资约束企业提供成本较低的资金支持，以满足其扩大再生产等投资需求，同时，信贷价格竞争也会倒逼银行降低风险溢价，致使单位资产收益减少及特许权价值下降。基于此，本文提出如下假设：

假设H2：金融开放会加剧数字金融对银行特许权价值的抑制作用。

金融危机之后，世界各国纷纷将宏观审慎政策提上金融监管议程。中国为维护金融稳定加强系统性金融风险监管，也将宏观审慎管理纳入宏观调控政策框架，力求守住不发生系统性金融风险的底线。宏观审慎政策从以下方面对数字金融与银行特许权价值的关系产生调节作用：在宏观审慎政策工具实施之后，银行会综合考量风险与收益，并顺势调整风险偏好及资产配置结构，可以有效约束信贷扩张行为同时也导致银行盈利性有所降低。金融监管部门执行宏观审慎政策具有信号指引性，当监管政策收紧时银行预期资产价格下降导致抵押资产价值缩水会倾向于减少信贷资金投放规模。宏观审慎政策会直接影响银行可支配资金量，在银行资本未满足监管要求的情况下，银行会选择稳健经营战略并主动缩减信贷规模，追求银行收益的同时也要兼顾政策的调控性。此外，由于银行信贷与杠杆率随经济发展周期的交替而变化，金融监管部门为有效防范系统性金融风险，利用宏观审慎工具进行逆周期性管理，在经济繁荣时期依然要求银行注重信贷资产质量，进而抑制信贷规模的肆意扩张，此时数字金融机构在信贷市场可趁机抢占更多市场份额，进一步加剧对银行信贷业务的挤占效应，导致银行特许权价值下降。基于此，本文提出如下假设：

假设H3：宏观审慎会加剧数字金融对银行特许权价值的抑制作用。

(三)净息差的中介作用

考虑到利息收入仍是银行利润的重要来源，净息差则是度量该项收益的关键指标。数字金融主要从信贷配给与金融脱媒视角对净息差产生影响进而作用于银行特许权价值。一方面，数字金融激化了信贷市场业务竞争，导致银行贷款垄断定价能力受到削弱，考虑到信息不对称引发的逆向选择与道德风险问题，银行为降低信贷风险，通过对优质客户实施信贷配给来出清贷款已成为常态。但是银行实施信贷配给机制所要求的贷款价格也会有所下降，进而引起资本边际收益下滑，由此导致银行净息差缩窄。另一方面，数字金融“去中介化”经营模式，弱化了银行信用中介功能，由此加剧了金融脱媒现象，从而导致银行吸收存款的难度加大，并且可自由支配的信贷资金量有所减少。另外，数字金融依托各种交易平台可以为客户提供相对充分且成本较低的融资渠道，那么在存款挤占效应抬升银行付息成本的同时，较低的信贷利率进一步收窄了银行净息差。银行净息差收窄必然会导致超额利润在一定程度上出现明显下降，由此对其盈利能力及抗风险能力产生不利影响，造成银行特许权价值下降。此外，净息差的收窄会提升银行风险容忍度，使得银行愿意选择一些期限长、风险大的投资项目，由此加大了期限错配引发的流动性危机，从而增大了银行破产风险，进而削弱了银行特许权价值。因此，数字金融将通过净息差渠道对银行特许权价值产生影响。基于此，本文提出如下假设：

假设H4：净息差在数字金融与银行特许权价值的关系中承担着中介作用。

四、实证研究设计

(一)样本数据来源

本文选取2011—2020年中国商业银行为研究样本，并对数据进行如下处理：剔除政策性银行、国有银行及外资银行，剔除数据缺失的样本，最终得到202家样本银行(股份制银行、城市及农村银行)的非平衡面板数据。本文数据来自Wind数据库、国泰安CSMAR数据库。为剔除异常值的影响，对样本数据进行了1%与99%分位数缩尾处理。本文使用Stata 16.0软件进行处理。

(二)变量定义与构造

1．被解释变量

银行特许权价值()。现有文献针对银行特许权价值的测度方式主要分为以下三类：第一，托宾Q值法，用银行市场价值与重置价值的比值来衡量，但该方法基于有效市场的前提条件下才适用。第二，资产负债法，假定银行所有的超额利润全部用于资本投资，并且仅仅考虑了利息成本及银行过去与现在的价值，没有将预期超额利润纳入进来。为弥补上述方法的不足，有学者提出第三种税前利润法来计算银行特许权价值，具体计算公式如下：

=(-)(1+)

(8)

其中，为税前资本收益率；为无风险收益率，用银行间7天同业拆借利率表示；考虑到银行个体性差异，本文借鉴项后军等的研究，采用银行1年期实际贷款利率(即利息收入与生息资产的比值)来表示贴现率，进而计算出银行特许权价值。在稳健性检验部分，贴现率用1年期贷款基准利率来表示计算银行特许权价值()。

2．解释变量

数字金融()。借鉴谢绚丽等的做法，采用北京大学数字金融研究中心编制的《数字普惠金融指数》来测度数字金融发展程度，并选用省级层面数据作为数字金融的代理变量。

3．控制变量

本文选取的银行微观层面控制变量具体包括：银行规模()，用当年期末总资产的自然对数来表示；成本收入比()，为营业成本与营业收入的比值；存贷比()，为银行贷款总额占存款总额的比例；不良贷款率()，为不良贷款余额占总资产的比例；不良贷款拨备覆盖率()，是银行计提的拨备余额占不良贷款的比例；贷款损失准备充足率()，为贷款实际计提与应提的比值。宏观经济变量具体包括：银行业盈利能力()，采用银行业盈利指数来度量；货币政策()，用广义货币增长率来表示；宏观经济发展水平()、通货膨胀率()分别用国内生产总值增长率和居民消费价格增长率来表示。

4．调节变量

(1)金融开放()。考虑到跨境资本流动是金融开放中最实质性部分，本文借鉴Lane等的研究将从国际收支平衡表中得到的跨境资本流动数额占据国内生产总值的比率来度量金融开放程度。

(2)宏观审慎()。关于宏观审慎的测度方法，有学者依据国际货币基金组织(International Monetary Fund，IMF)调查数据库构建的宏观审慎指数来衡量，该指数越大表明宏观审慎监管越严格。也有学者采用单一指标如银行资本充足率、贷款价值比上限及法定存款准备金率等来反映宏观审慎的作用程度。在诸多宏观审慎工具中，法定存款准备金率在中国运用较为频繁，因此本文选用法定存款准备金率作为宏观审慎的代理变量。

5．中介变量

净息差()。银行净息差能反映其盈利能力，该指标越大意味着银行盈利能力越强，同时也易受市场竞争环境的影响。当市场集中度低、竞争激烈时，银行净息差收窄导致垄断利润下降，从而削弱银行特许权价值。本文参照申创等的研究，采用净利息收入与生息资产的比例来表示银行净息差。变量定义见表1。

表1 变量定义与构造

(三)计量模型构建

为考察数字金融对银行特许权价值的影响，本文构建面板回归基准模型如下：

,=++,+,+,+,+,+,++

2+++,

(9)

其中，被解释变量,为银行特许权价值，采用税前利润法计算所得的数值来测度；解释变量是数字金融，用相应指数来度量；为截距项；系数代表数字金融对银行特许权价值的影响程度；,为残差项；其余均为控制变量。同时，按照银行注册地址设置省份虚拟变量以进一步控制到省份层面。

为考察金融开放对数字金融与银行特许权价值关系的调节作用，构建调节效应检验模型如下：

,=+++×+,+,+,+,+

,+,++2+++,

(10)

为考察宏观审慎对数字金融与银行特许权价值关系的调节作用，构建调节效应检验模型如下：

,=+++×+,+,+,+,+

,+,++2+++,

(11)

本文采用三步法中介效应检验程序来验证：第一，数字金融对银行特许权价值影响显著，即式(9)中系数达到显著性水平。第二，数字金融对中介变量净息差影响显著，即式(12)中系数达到显著性水平。第三，将数字金融、净息差与银行特许权价值同时进行回归，观察式(13)中数字金融系数与中介变量净息差系数是否显著。若净息差系数显著，那么当数字金融系数不显著时，净息差发挥完全中介效应，当数字金融系数显著时，净息差发挥部分中介效应。为考察数字金融是否通过净息差渠道来影响银行特许权价值，构建中介效应检验模型如下：

,=++,+,+,+,+,+,++

2+++,

(12)

,=++,+,+,+,+,+,+,+

+2+++,

(13)

(四)变量描述性统计

变量描述性统计结果见表2。本文共计得到1 816个观测值。银行特许权价值的均值为0.129，标准差为0.060，说明银行特许权价值整体形势较好，不同银行间可能存在一定差异。解释变量数字金融的均值为2.249，标准差为0.954，意味着在样本期间内数字金融水平相对较高。金融开放均值为0.030，标准差0.027。宏观审慎的均值为0.158，标准差为0.026，说明金融监管部门对金融风险的监管比较严格。净息差的均值2.961，标准差为1.141，反映了银行间净息差差异较大。关于银行微观层面控制变量，银行规模均值为25.270，标准差为1.524，表明银行具有一定的规模性。成本收入比与存贷比标准差相对较小。不良贷款拨备覆盖率均值为0.299，标准差为0.219，整体而言银行具有一定风险抵御能力。关于宏观经济控制变量，银行业盈利能力的均值为0.718，说明银行业盈利能力较高，发展前景积极向好。货币政策与宏观经济发展水平的均值较小。通货膨胀率均值为0，标准差为0.012，反映出在样本期间内物价变动幅度较小。

表2 变量描述性统计结果

五、实证检验与结果分析

(一)数字金融对银行特许权价值的影响

表3第(1)列报告了数字金融对银行特许权价值影响的检验结果。第(1)列数字金融与银行特许权价值的系数为-0.025且在1%水平上显著，即两者间存在显著负相关关系，验证了假设H1a。一方面，数字金融对银行资产端、负债端及中间端业务具有挤占效应，导致银行存贷资金总量减少及利润下滑进而降低了银行特许权价值。另一方面，利率市场化改革，迫使留客和揽客成本增加，信贷业务盈利区间变窄导致银行特许权价值下降。由表3可知，控制变量银行规模的系数为-0.007且在1%水平上显著，说明银行规模越大，需要承担与此对应的经营成本就会越高，进而可能会限制特许权价值的提升。成本收入比的系数为-0.258且显著，意味着较高的营业成本是制约银行特许权价值的重要因素。存贷比与不良贷款比率的系数均显著为负，可能是因为金融监管部门对关键指标的重点关注并有相应的硬性规定，银行必须减少信贷资金投放量。通货膨胀率的系数为-0.480且在1%水平上显著，说明通货膨胀会导致银行抵押资产虚高，短期来看会增加信贷业务量，但长远来看会对银行特许权价值产生负面冲击。

表3 数字金融对银行特许权价值的影响及其异质性检验结果

(二)数字金融对银行特许权价值影响的异质性特征

为考察数字金融对银行特许权价值的影响在银行类型层面的异质性特征，本文将样本银行按类型划分为股份制银行和城农商行两组子样本进行分组检验。表3第(2)～(3)列报告了银行类型层面的异质性检验结果。结果显示，在股份制银行子样本中，数字金融对银行特许权价值的影响程度为-0.024却不显著；在城市及农村银行子样本中，数字金融对银行特许权价值的影响程度为-0.023且在1%水平上显著。该结果表明，相对于股份制银行来说，数字金融对城市及农村银行特许权价值的负面影响程度更大。其主要原因在于：第一，鉴于银行所有权性质差异。城市及农村银行多由地方政府控股，日常经营业务以服务地方经济发展为主，对数字金融挤占效应的反击能力较弱，迫使自身价值遭到削弱。第二，鉴于银行业务灵活性差异。股份制银行能够依托相对较强的金融设施灵活地开拓金融创新业务，在一定程度上抵消数字金融的竞争效应。反观城市及农村银行多为传统银行业务，服务辐射范围有限，数字金融冲击带来的威胁更大。第三，鉴于信贷资金配给的差异。由于股份制银行信贷行为的市场化程度较高，可以通过激烈的价格竞争来获得一定的规模效益。城市及农村银行本来就拥有较低的利差收益，收缩到一定程度时银行利润会大幅缩水，特许权价值随之下降。由此可知，相对于股份制银行，数字金融对城市及农村银行特许权价值的负向影响程度更强。

为考察数字金融对银行特许权价值的影响在银行所属地区层面的异质性特征，本文将样本银行按注册地所属地区划分为东部地区、中部地区和西部地区三组子样本进行分组检验。表3第(4)～(6)列报告了银行所属地区层面的异质性检验结果。结果显示，在东部地区子样本中，数字金融对银行特许权价值的影响程度为-0.021且在1%水平上显著；在中部地区子样本中，数字金融对银行特许权价值的影响程度为-0.022且在5%水平上显著；在西部地区子样本中，数字金融对银行特许权价值的影响程度为-0.043也在1%水平上显著。该结果表明，相对于东部地区与中部地区银行，数字金融对西部地区银行特许权价值的负面冲击更大。造成上述结果差异的主要原因在于：中东部相较西部地区具有经济发展优势，金融市场开放程度较高，所以中东部地区银行拥有更多金融资源来应对数字金融的冲击。中东部地区银行具有规模大、业务类型多和分布范围广的特点，有助于弱化数字金融对银行特许权价值的影响。西部地区银行业务类型单一，仅依靠银行网点提供金融服务，其市场份额被迅速侵占进而导致银行绩效下滑，特许权价值下降。因此，数字金融对西部地区银行特许权价值的负向影响更大。

(三)稳健性检验

为验证前文结论的可靠性，本文采取如下方式进行稳健性检验：(1)改变被解释变量银行特许权价值的测度方式。文中采用银行1年期实际贷款利率来计算银行特许权价值，在稳健性检验部分采用1年期贷款基准利率作为贴现率来计算银行特许权价值。(2)考虑到数字金融对银行特许权价值的影响可能具有滞后性，本文构建滞后一期的动态面板模型，分别采用差分广义矩估计(GMM)和系统GMM方法进行估计。

表4第(1)～(3)列报告了稳健性检验结果。第(1)列是改变被解释变量银行特许权价值的衡量方式后重新予以回归，发现数字金融对银行特许权价值的影响为-0.027，且在1%水平上显著，说明数字金融对银行特许权价值具有负向影响。第(2)列是系统GMM方法的估计结果，结果显示，数字金融对银行特许权价值的影响系数为-0.008，且在5%水平上显著，说明两者之间具有显著的负相关关系。第(3)列是差分GMM方法的估计结果，两者之间依然存在显著负相关性，该结论与前面结论一致，说明本文结论具有较好的稳健性及可靠性。

(四)内生性检验

借鉴谢绚丽等的研究，本文选取互联网普及率()与互联网金融发展水平()即第三方互联网支付规模与金融机构存贷款之和的比值作为数字金融的工具变量。工具变量检验表明，该模型不存在过度识别以及弱工具变量问题，工具变量有效且合理。对此，本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生性检验。表4第(4)～(7)列报告了基于两阶段最小二乘法(2SLS)的内生性检验结果。关于互联网普及率工具变量，第一阶段第(4)列中工具变量与数字金融两者系数显著为正，第二阶段第(5)列中数字金融对银行特许权价值的影响系数为-0.056且显著；关于互联网金融发展水平工具变量，第一阶段第(6)列与第二阶段第(7)列回归结论依然不变，说明本文模型估计有效，不存在内生性问题。

表4 稳健性及内生性检验结果

六、作用机制检验

(一)金融开放与宏观审慎的调节作用检验

金融开放与宏观审慎的调节作用检验结果见表5。第(1)列报告了数字金融与金融开放的交乘项系数为-0.146且在5%水平上显著，说明金融开放对数字金融与银行特许权价值关系存在正向调节作用，假设H2得到验证。金融开放会加大数字金融平台的存款分流效应，由此倒逼银行通过提高存款价格来缓解存款分流压力，从而进一步加剧了银行存贷利差缩窄效应，进而降低了银行特许权价值。第(2)列显示数字金融与宏观审慎的交乘项系数为-0.216且在5%水平上显著，说明宏观审慎对数字金融与银行特许权价值关系具有正向调节作用，假设H3得到验证。一方面，宏观审慎政策会影响银行可支配资金量，迫使其缩减信贷规模从而降低了银行盈利性。另一方面，宏观审慎政策是金融监管部门进行逆周期性管理的有效工具，银行部门需要控制信贷资金投放量来实现调控目标，由此降低了银行特许权价值。

表5 金融开放与宏观审慎的调节作用检验结果

(二)净息差的中介作用检验

净息差的中介作用检验结果见表6。第(1)列报告了数字金融与银行特许权价值之间存在显著的负相关关系。第(2)列报告了数字金融对净息差的影响系数为-0.627且在1%水平上显著。第(3)列显示数字金融与净息差对银行特许权价值的影响系数分别为-0.019与0.010，均在1%水平上显著。Sobel检验结果发现，值为-6.004，且通过了1%水平上的显著性检验，中介效应占比为25.44%，说明净息差在数字金融与银行特许权价值的关系中存在部分中介作用。从信贷配给渠道来说，数字金融加剧了信贷市场竞争程度，银行选择通过信贷配给方式来降低市场化出清程度，由此降低了信贷资金配置效率，从而导致净息差盈利空间缩窄。从金融脱媒渠道来说，数字金融“去中介化”经营模式会降低银行流动性创造能力，其价格竞争优势会对银行净息差进一步形成收缩压力。净息差收窄会导致银行利润减少从而对特许权价值产生不利影响。另外，净息差收窄也可能会激发银行实施冒险行为进而易引发流动性危机，由此导致银行特许权价值下降，即“数字金融—净息差—银行特许权价值”的传导渠道有效，假设H4得到验证。

表6 净息差的中介作用检验结果

七、结论与政策建议

本文选取2011—2020年中国202家银行年度数据，构建面板回归模型对数字金融对银行特许权价值的影响及其作用机制进行了实证分析，并进一步考察了数字金融不同维度的影响差异。本文主要结论归纳为：(1)数字金融对银行特许权价值具有抑制作用，数字金融发展会降低银行特许权价值。(2)数字金融对银行特许权价值的影响存在异质性特征。相对于股份制银行，数字金融对城市及农村银行特许权价值的抑制力度更大；相对于东部与中部地区银行，数字金融对西部地区银行特许权价值的抑制力度更大。(3)金融开放对数字金融与银行特许权价值的关系具有正向调节作用，金融开放程度提高会加剧数字金融对银行特许权价值的抑制作用。(4)宏观审慎对数字金融与银行特许权价值的关系具有正向调节作用，宏观审慎政策力度提高会加剧数字金融对银行特许权价值的抑制作用。(5)净息差在数字金融与银行特许权价值的关系中承担着中介作用，数字金融通过信贷配给与金融脱媒渠道降低了银行净息差，由此降低了银行特许权价值，“数字金融—净息差—银行特许权价值”的传导渠道有效。

针对上述结论，本文提出如下政策建议。(1)数字金融作为新型金融模式对传统商业银行业务产生深远影响。考虑到数字金融对银行特许权价值的抑制效应，金融监管部门应着力构建前瞻性、平衡型的金融监管框架，既要为数字金融提供包容的发展环境，利用“鲶鱼效应”激发金融市场活力，又要重视银行特许权价值，注重提升自我约束机制对银行业风险管理的有效性，进而有助于增强银行微观体系的审慎监管。(2)针对金融开放的调节作用，监管当局应意识到金融开放在深化国内外资本市场互联互通的同时，也会对银行业经营产生不利影响，因此国家层面要做好顶层设计，循序渐进地安排金融开放，并加强跨境资本的动态监管，有效防范非合规性跨境资本对中国金融稳定带来的潜在威胁。(3)针对宏观审慎的调节作用，金融监管部门需要完善宏观审慎政策体系，灵活运用多种监管工具分类施策，把握政策力度并科学进行前瞻性评估及银行业压力测试，加强宏观审慎政策与货币政策双支柱框架的协调配合，通过逆周期性管理来增强金融体系的稳定性。(4)针对净息差的中介作用，银行要借鉴数字金融模式的发展优势，加快数字化基础设施建设，充分利用金融科技来优化组织结构，提升运营效率以降低经营成本。针对银行客户的个性化金融需求，通过精简传统业务流程建立高效的信息沟通及反馈机制，优化不同场景的客户体验，进而缓解数字金融带来的替代性冲击。