859 浏览N 399 399 399
R2 0.684 0.625 0.732
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中的数值为对应标准误。
5.2稳健性检验
5.2.1内生性处理
考虑由于遗漏变量和双向因果所带来的内生性问题，第一，遗漏变量偏误。本文使用A股上市公司的部分商业银行作为研究样本，数字化转型作为一个微观变量，回归中难免会有遗漏部分因素对数字化转型具有正向影响或者负向影响的时变变量，造成回归系数的高估或者低估，结果出现偏差。第二，双向因果问题。考虑到双向因果所带来的内生性问题，可能由于流动性风险低的商业银行能更好的进行数字化转型，导致管理能力强的数字化转型程度越高。
为了解决以上内生性问题所导致的偏误，本文参考借鉴张国胜和杜鹏飞（2022）的研究思路[71]，选取同年度同地区的数字化转型程度的平均值（Mean_DFI）作为工具变量，进行内生性检验，同年度同地区的数字化转型程度的平均值可能对商业银行的数字化转型产生影响，但是与银行的流动性风险管理不相关联。通过工具变量的两阶段最小二乘法（2SLS）来识别数字化转型与流动性风险管理的因果关系。结果见下表5.2第（1）列，回归系数为0.263，且在1%的水平下显著，表明通过弱工具变量检验，第一阶段工具变量与数字化转型程度高度相关，第二阶段回归结果见下表5.2第（2）列，商业银行数字化转型程度（DFI）的回归系数为0.318，在1%的水平上显著为正。与前文结果一致。
表5.2内生性处理回归结果
第一阶段 第二阶段
（1）
DFI （2）
CR
Mean_DFI 0.263***
（0.013）
DFI 0.318***
（0.028）
控制变量 控制 控制
年份 控制 控制
个体 控制 控制
N 399 399
R2 0.413 0.482
注:：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中的数值为对应标准误。
5.2.2其他稳健性检验
（1）替换被解释变量
替换商业银行流动性风险指标，使用存贷比作为被解释变量替代流动性比例（CR），代入基本回归方程进行分析。回归结果如下表5.3所示，第（1）列不加控制变量，第（2）列加入宏微观控制变量。
（2）考虑滞后性影响
考虑到反向因果所带来的内生性问题的影响，本文在替换被解释变量的前提下，选择将数字化转型指数滞后两期处理，代入基准回归方程重新进行回归分析。结果如下表5.3列（3）所示。
结果显示，用存贷比作为被解释变量替代流动性比例，进行回归，在不加控制变量和加入控制变量的回归结果系数分别为-0.186和-0.118，均在1%的置信水平上显著，在滞后两期数字化转型指数后，数字化转型指数的系数仍显著为正，且仍然在1%的置信水平上显著。数字化转型对银行流动性风险具有较明显的抑制作用，与前文基准回归是一致的。
表5.3数字化转型对流动性风险影响的稳健性检验
（1）
LDR （2）
LDR （3）
LDR
DFI -0.186*** -0.118***
（0.016） （0.028）
L2.DFI -8.068***
（1.145）
ORG 1.498** 0.982
（0.720） （0.719）
ROA -4.137*** -2.327*
（1.368） （1.382）
CAR 2.506** 1.935*
（1.138） （1.146）
PCR -0.058 -1.452
（0.866） （0.903）
SIZE -7.459*** -7.632***
（2.693） （2.353）
RGDP 0.337 -0.444
（0.907） （0.858）
CPI -0.044 0.598
（0.665） （0.692）
M2 -1.447 -0.220
（0.902） （0.813）
_cons 36.558*** 42.676*** 54.436***
（1.546） （2.695） （0.543）
续表
（1）
LDR （2）
LDR （3）
LDR
年份 控制 控制 控制
个体 控制 控制 控制
N 340 340 357
R2 0.314 0.382 0.428
注:：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中的数值为对应标准误。
5.3异质性分析
为了更好的数字化转型对不同类型商业银行的流动性风险管理的影响，将样本划分为四个子样本，根据商业银行业务性质和经营范围的不同分为以下四类，包括国有商业银行、股份制商业银行、城市商业银行和农村商业银行。分别代入模型（1）进行分组回归，结果如下表。
从结果可以看出，数字化转型的估计系数分别为0.137、0.386、0.360、0.490。农村商业银行回归结果系数较大，股份制商业银行和城市商业银行结果系数次之，且结果相差不大，国有商业银行的回归结果系数较小。表明数字化转型对不同类型的商业银行流动性风险影响存在明显的个体差异。其中，农村商业银行的流动性风险水平较低，股份制商业银行、城市商业银行流动性风险水平都有不同程度提升，而国有银行的流动性风险反而较小。结果表明，相对于大型银行来说，数字化转型对于小银行能够更敏感的对银行流动性风险产生影响。数字化转型对规模较小的商业银行流动性风险有较明显的抑制作用，也说明数字技术对小银行来说具有更有效流动性风险管理的作用。
表5.4异质性分析结果
（1）
CR
国有商业银行 （2）
CR
股份制商业银行 （3）
CR
城市商业银行 （4）
CR
农村商业银行
DFI 0.137** 0.386*** 0.360** 0.490***
（0.055） （0.116） （0.173） （0.083）
控制变量 控制 控制 控制 控制
续表
（1）
CR
国有商业银行 （2）
CR
股份制商业银行 （3）
CR
城市商业银行 （4）
CR
农村商业银行
年份 控制 控制 控制 控制
N 60 99 76 164
R2 0.896 0.834 0.636 0.610
注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中的数值为对应标准误。
5.4机制检验
如下表所示，以信息不对称为中介变量回归结果在表的（1）列，以银行经营效率作为中介变量，回归结果在下表第（2）列。根据表5.5中的结果显示，在第（1）列中，商业银行数字化转型程度的估计系数为0.238，在5%的水平下显著为正，证实了上文假设2，商业银行数字化转型程度的提高可以够缓解信息不对称，进而降低商业银行流动性风险，对流动性风险管理起到正向促进的作用。根据下表第（2）列结果显示，在以银行经营效率为中介变量的回归系数为-0.135，数字化转型指标（DFI）对成本收入比（CIR）的回归系数在1%水平下显著为负，因银行经营效率与成本收入比负相关，表明商业银行数字化转型对经营效率有明显的正向促进的作用，这也证实了数字化转型提高商业银行经营效率，进而加强商业银行的流动性风险管理水平，银行经营效率对流动性风险管理起到部分的正向中介作用，假设3得到验证。
表5.5中介效应分析结果
（1）
DIA （2）
CIR
L.DFI 0.238**
（0.035） -0.135***
（0.042）
ORG -0.127***
（0.062） -0.154***
（0.034）
ROA -2.575***
（0.039） -0.049
（0.054）
续表
（1）
DIA （2）
CIR
CAR 0.055
（0.068） -0.125**
（0.050）
PCR -0.212***
（0.037） 0.119***
（0.033）
SIZE -0.219**
（0.061） 0.158*
（0.085）
RGDP -0.334***
（0.063） 0.150***
（0.035）
CPI -0.767***
（0.133） 0.104**
（0.047）
M2 -0.086
（0.100） 0.131***
（0.042）
cons -0.010 -0.072**
（0.057） （0.032）
年份 控制 控制
个体 控制 控制
N 399 399
R2 0.332 0.297
注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中的数值为对应标准误。
6研究结论与政策建议
6.1研究结论
本文选取2010年至2022年在中国沪深A股上市的38家商业银行作为研究样本，以理论分析和实证检验相结合的方式，分析了数字化转型发展与对银行流动性风险管理的影响。首先，通过理论分析，探讨了商业银行数字化转型对银行流动性风险管理的直接影响，随之从信息不对称和经营效率两个角度理论分析了商业银行数字化转型对流动性风险管理影响机制，并提出相关研究假设。其次，通过计量方法进行实证检验，选取双向固定效应模型和中介效应模型进行实证分析，随之对不同类型的商业银行进行异质性检验。最终得出以下三个结论：
第一，商业银行数字化转型对流动性风险管理有着正向积极的作用，数字化转型程度越高，商业银行的流动性水平越高，流动性风险就越低，越有利于商业银行流动性风险管理。在进行稳健性检验与内生性处理后，得出的结果仍然支持上述结论。
第二，中介机制分析结果表明，商业银行数字化转型可以通过信息不对称与经营效率两个途径对流动性风险管理产生影响。数字化转型可以缓解银行内外部信息不对称程度和提高商业银行的经营效率，降低银行流动性风险水平，进而提高银行的流动性风险管理能力。首先，商业银行数字化转型提高信息的可获取性和透明度，使得银行内外部信息更为对称，降低了信息不对称风险，提升信息获取与分析能力、提高了流动性风险管理的效率和精准度。其次，商业银行通过数字技术能够优化传统的业务流程，降低了银行传统业务产生的运营成本与交易成本，提升经营效率。经营效率高的商业银行能够更有效地利用资金，使得资产和负债之间的匹配更加精准，这有助于降低银行流动性风险，更好的进行流动性风险管理。
第三，根据分样本从不同性质银行分析数字化转型对流动性风险管理的异质性影响，结果显示商业银行数字化转型对于流动性风险的降低作用在农村商业银行中更为突出。说明数字化转型对于小银行来说，能够更敏感的对银行流动性风险管理产生影响。
商业银行数字化转型对流动性风险管理的影响是一个复杂而关键的领域，本文通过深度研究，拓展了有关商业银行数字化转型与流动性风险管理的研究视角，同时对于更好地理解数字技术在提高流动性风险管理效能方面的潜在机制、推进商业
银行数字化转型的进程具有重要启示意义，并为银行业制定更加有效的数字化策略提供指导。
6.2相关建议
（1）银行层面
数字化转型是大势所趋，数字技术的应用使得商业银行的风险管理能力得到有效提升。商业银行应该坚持数字化转型，加大对数字技术的投入，同时，商业银行应利用数字技术建立一套完善的数字化风险管理体系，这套体系应能够适应数字化转型的需求，能够有效地识别和管理各种流动性风险。银行可以从以下几个方面进行改进，第一，银行需要加快金融科技人才培养速度及研发应用，加强员工的数字化技能培训，提高员工对数字化转型的理解和接受度。同时，银行也应加强对员工的培训，提高员工的风险意识和风险管理能力。第二，提高数字化技术的应用水平，例如，通过区块链、云计算等技术，银行可以实现资金的实时追踪和监控，提高资金的使用效率，以提高流动性风险管理的效率和效果。同时，加强对数据的分析能力，利用大数据和人工智能等技术对可能存在的流动性风险进行精准预测和实时监控。通过数据分析，银行也可以更好地了解客户的信用状况和资金流动情况，从而做出更准确的风险管理决策。第三，银行应建立一套应对流动性风险的应急机制，包括应急预案、应急资源等。在面临流动性风险时，银行可以迅速启动应急机制，有效防止流动性风险的扩散和升级。最后，银行需要加强与监管机构的沟通和合作，及时了解和掌握监管政策和要求，确保银行的流动性风险管理工作符合监管要求。同时，银行也可以通过与监管机构的合作，获取更多的风险管理经验和技术支持。
（2）政府层面
政府应积极引导、鼓励和支持商业银行进行数字化转型，针对中小型商业银行，应在财政方面视具体情况制定相关帮扶政策。同时，也要明确银行在数字化转型过程中的风险管理要求，确保商业银行的流动性风险管理得到有效控制。政府应与银行共同建立应对流动性风险的应急机制，包括应急预案、应急资源等。在面临流动性风险时，政府可以提供必要的支持和帮助，帮助银行有效防止流动性风险的扩散和升级。另外，政府还可以加强与其他国家和地区学习和共享风险管理经验和技术，共同应对全球化的流动性风险。同时，政府也可以通过国际合作，获取更多的风险管理信息，提高自身的风险管理能力。
（3）监管层面
鉴于数字化转型对银行流动性风险管理所带来的诸多利好，监管机构应采取一
系列措施以促进和规范这一进程。首先，监管框架需要更新以反映数字化工具和模型的使用，同时确保数据治理的严格标准，以保障数据质量和分析的准确性。其次，监管机构应鼓励银行采用创新技术，并通过提高透明度、加强培训以及开展定期风险评估来增强银行的风险管理能力。此外，监管部门应该对商业银行流动性风险的采取了差异化的监管模式，对不同类型的商业银行有着不同的监督管理方式，监管机构应建立一套完善的数字化风险监管框架，包括风险识别、评估、监控和控制等环节。这套框架应能够适应数字化转型的需求，能够有效地识别和管理各种流动性风险。
在实施上述政策的同时，监管机构还应注意平衡监管的严格性与促进创新的需要，避免过度监管抑制了银行数字化转型的积极性。通过提供激励措施如税收优惠，可以激发银行业在技术和流程创新上的投入。同时，监管机构应持续监控数字化发展对银行业务模式的影响，并适时调整监管策略，确保银行系统的稳定性和消费者保护。总之，监管政策应当旨在创造一个既安全又支持创新的环境，以利于银行流动性风险管理在数字化时代的发展。另外，数字化转型也对监管合规提出了更高的要求。银行需要确保其数字化流动性管理系统符合监管标准，并能够提供及时、准确的报告。
