嚴監管背景下的銀行資本調整 與風險承擔行為
——兼論防范和化解金融風險的思路

劉生福 韓 雍

一、引 言

2008 年國際金融危機后，加強金融監管成為全球性趨勢，在此背景下，中國版巴塞爾協議Ⅲ、金融亂象整治以及資管新規等一系列監管措施陸續推出，“嚴監管”成為近年來我國金融領域的熱門話題。銀行作為我國金融體系的主體，直接受到嚴監管政策的沖擊，尤其是更加嚴格的資本監管對于銀行業影響深遠。2004 年，原中國銀行業監督管理委員會(以下簡稱“原銀監會”)，發布《商業銀行資本充足率管理辦法》，明確了資本監管在銀行業監管標準體系中的核心作用，規定商業銀行資本充足率不得低于8%，核心資本充足率不得低于4%。2010 年，巴塞爾協議Ⅲ正式出臺，原銀監會于2012 年制定并發布了《商業銀行資本管理辦法(試行)》，即中國版巴塞爾協議Ⅲ，對銀行資本的質量和數量都提出了更多的要求。更加嚴格的資本監管是否對商業銀行形成有效約束？面臨監管壓力(資本充足率接近最低資本監管要求)時，商業銀行將如何調整行為方式，是直接補充資本，還是改變風險承擔？在經濟增速換擋與監管標準趨嚴“疊加”的背景下，我國銀行體系的穩定性是否得到有效改善？研究商業銀行在嚴監管背景下的資本調整與風險承擔行為，對于回答上述問題和有效防范和化解金融領域風險至關重要。

總資本充足率 一級資本充足率 核心一級資本充足率

表1 原銀監會對商業銀行資本監管的劃分標準

本文構建聯立方程模型，實證分析監管壓力對我國商業銀行資本調整和風險承擔行為的影響，檢驗我國銀行業嚴監管政策在防范金融風險方面發揮的作用，回答前文提及的問題。主要的學術貢獻體現在以下方面:首先，國外大量研究表明銀行資本調整與風險承擔行為之間存在互動關系，基于單一方程分析銀行資本調整或風險承擔行為所得結論并不可靠。本文構建我國銀行資本調整與風險承擔動態之間的聯立方程分析框架，完善了評價資本監管壓力影響商業銀行行為的方法體系。其次，美國金融危機之后，我國銀行資本監管制度框架從《商業銀行資本充足率管理辦法》(對應巴塞爾協議Ⅱ)過渡到《商業銀行資本管理辦法(試行)》(對應巴塞爾協議Ⅲ)，不僅對銀行資本的數量和質量提出更高的要求，而且對系統重要性銀行和非系統重要性銀行提出了不同的監管標準。本文通過構建三種改進形式的監管壓力指標，彌補了傳統指標無法完全反映我國監管體制調整對銀行監管壓力影響的不足。最后，對銀行業實施資本監管以來，我國先后經歷了高速增長、全球金融動蕩與“新常態”增長三個階段，銀行業資本監管也相應地經歷了參照巴塞爾協議Ⅱ標準、嚴格執行巴塞爾協議Ⅱ標準和率先實施巴塞爾協議Ⅲ標準這三個階段，經濟增速換擋與監管標準趨嚴的過程相互“疊加”。本文通過劃分三個樣本區間考察監管壓力對于銀行資本調整和風險承擔行為的影響，為分析雙重壓力疊加環境下我國商業銀行行為的階段特征和初步評價嚴監管政策是否有效改善我國銀行體系穩定性提供了經驗證據。

后文結構布局如下:第二部分是文獻綜述和理論依據；第三部分為研究設計；第四部分進行實證分析；第五部分是在基準實證分析結果上的一個拓展分析；最后是結論與啟示。

二、文獻綜述與理論基礎

關于資本監管與銀行風險承擔行為關系的傳統理論主要是基于期權定價(option pricing)模型，認為銀行資本調整與風險承擔之間存在負向關系(Merton，1977；Black等，2000；Marcus 和Shaked，1984；Keeley 和Furlong，1990)?；诰?方差(meanvariance)模型的理論分析則指出，最低資本金要求在約束銀行風險承擔方面未必能達到監管者所預期的效果(Merton，1972；Koehn 和Santomero，1980；Kim 和Santomero，1988)。監管套利理論進一步發現:一方面，資本監管標準以信用風險為主，無法覆蓋所有的風險類型(Benston，1991；Jacques 和Nigro，1997)；另一方面，如果風險權重設置不當，將無法準確反映真實的資產風險(Keeton，1989；Avery 和Berger，1991；Kaufman，1992；Dowd 等，2011)，使得銀行可以通過在風險敏感性不同的資產之間相互替代進行監管套利。部分學者還從銀行成本的視角考察了資本監管與風險承擔之間的關系。Buser 等(1981)的監管成本(regulatory costs)理論認為，監管當局會通過改變商業銀行觸犯監管原則的顯性或隱性成本，引導其合理調整資本和風險水平。Orgler和Taggart(1983)提出的規避銀行破產成本假說(bankruptcy cost avoidance hypothesis)則指出，銀行破產的期望成本是破產概率的增函數，因此，銀行傾向于在增加資產組合風險的同時提高資本水平，以避免破產概率和破產成本快速上升。

Shrieves 和Dahl(1992)首次將銀行資本調整與風險承擔區分為內生和外生兩個部分，引入聯立方程模型，識別了銀行資本與風險內生的相機調整部分及二者之間的互動關系。繼承Shrieves 和Dahl(1992)的思路，Jacques 和Nigro(1997)通過引入三階段最小二乘法對聯立方程模型進行估計，更加準確地識別了資本調整和風險承擔的內生性。其研究發現，基于風險的資本監管標準對資本充足銀行的資本調整和風險承擔行為具有顯著影響，但對資本不足銀行的影響并不顯著?；谕瑯拥姆治隹蚣?，Aggarwal和Jacques(2001)評估了聯邦存款保險公司改進法案(FDICIA)和及時糾正行動(PCA)對美國銀行業資本水平與信用風險的影響。他們發現，美國銀行對于提高資本比率的反應并不是增加風險。不少學者將Shrieves 和Dahl(1992)的研究框架應用于對其他國家的研究(Ediz 等，1998；Rime，2001；Dewatripont 和Tirole，2012；Barajas 等，2015)。 國內早期實證研究文獻樣本過小，難以反映我國銀行業資本調整和風險承擔行為的全貌及動態特征，主要數據集中在金融危機以前，無法反映金融危機后我國新的銀行資本監管標準出臺對于商業銀行行為的影響(許友傳，2011；成潔，2014)。近期的文獻通過不斷擴展樣本和視角發展了該領域的研究(代軍勛等，2016；鐘永紅等，2018)，但沒有對“嚴監管”背景下銀行資本調整與風險承擔行為的變異進行系統分析和解釋，更沒有深入探討經濟增速換擋與監管標準趨嚴“疊加”背景下我國商業銀行行為的階段性特征。鑒于此，本文將進一步實證檢驗監管壓力對我國商業銀行資本調整和風險承擔行為的影響及其動態特征，尤其是考察在“中國版巴塞爾協議Ⅲ”出臺后，我國商業銀行資本調整與風險承擔行為所表現出的特殊性。

三、研究設計

本文將繼續對Shrieves和Dahl(1992)提出的聯立方程分析框架進行擴展，實證檢驗監管壓力對我國商業銀行資本調整和風險承擔行為的影響，評價我國嚴監管政策的實施效果。

（一）聯立方程分析框架

Shrieves和Dahl(1992)的模型中，銀行資本和風險的變動由兩部分構成，即:

其中，Δ CAPi,t和 ΔR ISKi,t分別是觀察到的第i家銀行第t期資本和風險水平變化，即本文所指的資本調整和風險承擔；ΔdCAPi,t和 ΔdRISKi,t是銀行對資本和風險的相機調整；Ei,t和 Si,t代表其他外生影響因素。

由于存在時滯和調整成本，銀行在任一期都無法立即將資本和風險調整到理想水平。因此，Shrieves和Dahl(1992)采用局部調整模型刻畫銀行對資本和風險的相機調整部分，即:

將方程(3)、方程(4)分別代入方程(1)、方程(2)，則可進一步將銀行資本(風險)變動表示為目標資本(風險)水平、前期資本(風險)水平和其他外生變量的一個函數，即:

在方程(5)和方程(6)中，銀行目標資本水平和目標風險水平由銀行個體特征、監管壓力和宏觀經濟環境等因素共同決定，無法觀測。

經過各種修正和完善，聯立方程模型的一般形式如下:

其中，參數b 和β 反映了銀行資本調整與風險承擔之間的互動關系，itx 和ity 分別表示影響銀行目標資本或風險水平的控制變量，itμ 和itν 是隨機擾動項。

（二）變量選擇與實證模型設定

結合我國銀行業具體實際，本文對上述聯立方程分析框架進行以下設定和拓展。

1. 被解釋變量

銀行資本水平。以總監管資本比率，即總監管資本與風險加權資產的比值作為銀行資本水平(CAP)的代理變量。資本調整以總監管資本比率的差分項表示。

銀行風險承擔。分別以不良貸款率(NPL)、加權風險資產比率(RWAA)和z-score①z-score 指標的計算公式是z＝(CAR+E(ROA))/σ(ROA)，其中，ROA＝(π/A)是總資產回報率，CAR＝(E/A)是權益資本對總資產的比率，A、E 和π 分別代表企業的總資產、權益資本和利潤。指數(ZS)作為不同類型銀行風險承擔行為的代理變量進行實證分析。

2. 核心解釋變量

監管壓力是本文關注的核心解釋變量，構建以下三種形式的監管壓力指標。

第一種形式是借鑒Aggarwal 和Jacques(2001)的思路設定虛擬變量REGJ。2013年以前，按照《商業銀行資本充足率管理辦法》，當銀行資本充足時，REGJ＝1，否則REGJ＝0；2013 年及之后，按照《商業銀行資本管理辦法(試行)》，前兩類商業銀行REGJ＝1，其他銀行REGJ＝0。

第二種形式是參考Rime(2001)的思路構建監管壓力指標REGR。若當期超額資本(實際資本充足率與最低資本充足率監管標準之間的差值)小于等于各期超額資本的一個標準差，定義銀行存在監管壓力，即REGR＝1，否則REGR＝0。由于我國大多數商業銀行資本充足率在多數年份均保持在最低資本要求之上，采取這種方式構建監管壓力指數可以反映資本充足銀行所承受的監管壓力。

其中，E XCit= RBCit- MINit，表示第i 家銀行在第t 期的超額資本，σ ( EXCi)是第i家銀行各期超額資本的標準差。RBCit代表基于風險的實際資本充足率。MINit則是各家銀行各年的最低資本監管標準，其定義式為:

其中，YEAR2013是一個年度虛擬變量，該變量在2013 年及之后取值為1，2013 年以前取值為0。由于我國從2013 年開始正式實施“中國版巴塞爾協議Ⅲ”，引入這一變量可以區分從巴塞爾協議Ⅱ過渡到巴塞爾協議Ⅲ對銀行最低資本充足率要求的調整。SYSTi是一個區分系統重要性和非系統重要性銀行的虛擬變量，當第i 家銀行為系統重要性銀行時取值為1，否則取值為0。引入這一變量能夠識別巴塞爾協議Ⅲ對系統重要性銀行的附加資本充足率要求。在2013 年之前，我國參照巴塞爾協議Ⅱ對商業銀行實行資本監管，按照《銀行資本充足率管理辦法》規定，商業銀行最低資本充足率不得低于8%。因此，2013 年之前，所有銀行的MIN 均取值為8。2013 年之后，按照新的《商業銀行資本管理辦法(試行)》，所有銀行最低資本充足率提高2.5 個百分點，MIN 由8 提高到10.5，系統重要性銀行需要額外持有1 個百分點的附加資本要求，MIN 為11.5。

第三種形式是拓展Jacques 和Nigro(1997)的思路，構造分段監管壓力指標，即:

其中，REGA 和REGU 分別表示資本充足銀行和資本不足銀行所面臨的監管壓力。ADE 是一個區分商業銀行資本是否充足的二值虛擬變量，當銀行實際資本充足率大于監管部門要求的最低資本充足率時，ADE 取值為1，相反則ADE 取值為0。實際資本充足率RBCit和最低資本要求MINit的定義同上。

3. 控制變量

參考已有文獻，本文控制了銀行規模、系統重要性、上市狀態、資產質量、資產流動性、盈利能力、銀行業競爭程度、宏觀經濟環境以及金融結構等因素。大銀行相比小銀行融資渠道更加多元化，具有更強的風險分散能力，因而規模越大的銀行愿意持有的資本水平越低，風險承擔意愿則越高。系統重要性銀行在“大而不倒”機制的作用下可能存在更大的風險承擔動機，為區分系統重要性不同銀行在資本調整和風險承擔行為方面是否存在差異，在基準模型中引入代表銀行系統重要性的虛擬變量。上市銀行通?？梢员容^容易地從資本市場獲得融資，相對非上市銀行可能會持有較低的資本水平，且資本調整頻率較高。此外，上市銀行信息披露較多，同時受到多家機構的監管，透明化程度更高，過度承擔風險的行為可能受到一定的約束。資產質量影響銀行的資本調整和風險承擔能力。較高的貸款損失撥備率通常意味著更高的信用風險和資本需求，因而引入銀行貸款損失撥備率作為銀行資產質量的代理變量。資產流動性同時影響銀行資本調整和風險承擔，高流動性銀行通常較為穩健，風險承擔水平較低，同時由于市場信譽良好，補充資本的能力也更強，本文以流動資產與總資產的比率表示銀行資產流動性。盈利能力不僅在一定程度上決定了銀行是否有充足的資源補充資本金，也可能對銀行資本調整產生正向影響，留存收益轉增資本是銀行調整資本水平的一種重要方式，當銀行出現嚴重虧損時，也會侵蝕其資本水平。因此，將銀行盈利能力納入銀行資本調整方程。關于競爭對于銀行風險承擔影響的研究基本形成了兩種相互對立的觀點，即“競爭-脆弱性”假說和“競爭-穩定性”假說，本文引入市場集中度指數表示銀行業競爭水平。在經濟周期的擴張階段，銀行抵押品估值上升，相應的資產風險下降，從而基于風險的資本要求降低，同時風險承擔動機也相應增強，經濟周期的收縮階段則會產生相反的機制。因此，本文控制了宏觀經濟環境的影響。經濟體系對于銀行信貸的依賴程度越強，商業銀行被迫承擔的風險水平就越高，隨著融資渠道多元化，銀行負擔降低，從而更加審慎地選擇項目，減少風險承擔行為，本文通過引入金融結構變量控制這一因素。

表2 列示了本文實證研究中所涉及的主要變量及其定義。

表2 實證研究變量定義

基于以上分析，本文將聯立方程模型具體設定為如下形式:

在式(9)和式(10)構成的方程組中，REG 是資本監管壓力指標；SIZE 是銀行規模，用銀行總資產的自然對數表示；SYST 是銀行系統重要性虛擬變量，當一家銀行為系統重要性銀行時取值為1，否則取值為0①金融危機之后，我國將工商銀行、農業銀行、中國銀行、建設銀行、交通銀行五家銀行界定為本國的系統重要性銀行。；LIST 是銀行上市狀態的虛擬變量，上市銀行取值為1，非上市銀行取值為0；QULI 是銀行資產質量的度量指標，以銀行貸款損失撥備率度量；LIQU 是以流動性比率表示的銀行資產流動性；PROF 代表銀行盈利能力，用滯后一期的總資產收益率表示；COMP 表示銀行業競爭狀況，用市場集中度指標反映；GDPG 是年度實際GDP 增長率，表示宏觀經濟環境；STRU 是金融結構，以銀行信貸占GDP 的比率衡量；,itμ 和,itν 代表隨機擾動項；δ 和λ 是待估計參數。資本調整(風險承擔)方程中引入風險承擔(資本調整)以考察二者的互動關系。

（三）數據來源與描述性分析

1. 數據來源

本文研究樣本涵蓋我國128 家商業銀行2003—2014 年度非平衡面板數據，其中包括5 家國有控股大型股份制商業銀行、12 家全國性股份制商業銀行、68 家城市商業銀行、16 家農村商業銀行以及27 家外資銀行。銀行層面的數據主要來自于Bankscope數據庫、歷年《中國金融統計年鑒》、各家銀行網站和上市銀行年度報告②Bankscope 2014 年改版后數據統計口徑發生變化，為使結果具有可比性，本文數據始于2003 年原銀監會成立時，截止2014 年末。2014 年后我國銀行資本監管框架未發生根本變化，本文樣本區間并不違背研究目的。。宏觀層面的數據來自于國家統計局和中國人民銀行網站。

2. 描述性分析

表3 是主要變量的描述性統計結果。從被解釋變量來看，銀行資本變量的差分項標準差遠大于均值，說明該變量波動較大。三個表示銀行風險承擔的變量中，風險加權資產比率波動最大，z-score 指數的波動較小，不良貸款率介于二者之間?？梢猿醪酵茢?，在樣本期間內，銀行資產組合風險有較大的波動，但信貸風險調整并不是這種波動的主要來源，而且銀行綜合風險承擔水平在樣本期內變化并不明顯。從監管壓力指標來看，無論采用哪一種定義，都有一部分銀行承受監管壓力。在分段形式的監管壓力指標中，資本充足銀行之間的監管壓力差別較小，而資本不足銀行之間的監管壓力差別較大。從控制變量來看，銀行規模、資產質量、流動性、盈利能力等銀行層面控制變量存在較大差異，銀行業競爭和經濟增長率指標等宏觀層面的控制變量在樣本期間內波動較大，但代表金融結構的宏觀變量波動并不明顯，說明我國金融結構在樣本期內保持穩定。從主要變量相關系數矩陣中可以看出，不同控制變量之間的相關系數均低于0.5，一定程度上排除了實證模型存在嚴重多重共線問題的可能性①簡明起見，變量相關系數矩陣未在文中列出，有需要者可向作者索取。。

表3 變量描述性統計結果

四、實證分析過程與結果

聯立方程分析框架下，系統方程組中既包含內生變量也包含外生變量，自變量與隨機擾動項之間通常存在相關性。因此，本文將采用3SLS 對聯立方程模型進行估計。

（一）監管壓力、資本調整與銀行信貸風險承擔

信貸業務是我國商業銀行的傳統業務，也是銀行資產項目的主要內容。為實證檢驗商業銀行資本調整與信貸風險承擔行為之間的關系以及監管壓力對它們的影響，本文用銀行總監管資本比率的差分(DCAP)表示資本調整，以銀行不良貸款率的差分(DNPL)表示銀行信貸風險承擔，依次將三種監管壓力(REG)指標——REGJ、REGR 以及REGA 和REGU 引入基準實證模型進行估計，結果如表4 所示。

從表4 中可以看出，無論采用哪一種監管壓力指標，銀行資本調整變量對監管壓力變量的估計系數都顯著為負，說明監管壓力對銀行資本調整行為產生顯著的負向影響，當監管壓力上升時，商業銀行的反應是減少資本，這一結論讓我們對微觀審慎政策

的有效性產生質疑。從風險承擔方程的估計結果來看，以不良貸款率表示的銀行信貸風險承擔對各種監管壓力指標的估計系數均顯著為正，說明在監管壓力上升時，銀行的反應是增加而非減少風險承擔，這一結果似乎有違監管當局的初衷，更加嚴格的資本監管并沒有達到使銀行審慎經營的預期效果。這一發現支持了早期的理論研究，認為旨在約束銀行杠桿的資本監管政策可能導致銀行在高杠桿經營與高資產組合風險水平之間相互替代，受到最低資本要求約束的銀行會通過增加資產組合風險的方式來達到期望的風險承擔水平。

表4 監管壓力、資本調整與銀行信貸風險承擔關系估計結果

第三種監管壓力指標將商業銀行區分為資本充足(REGA)與資本不足(REGU)兩組分別考察，進一步實證分析發現，無論是資本調整方程還是信貸風險承擔方程，資本充足的商業銀行面臨監管壓力時的反應都更加敏感，而資本不足銀行的兩個估計系數均不顯著，原因可能是后者本身在調整資本和信貸資產規模方面存在一定約束。所有模型中銀行資本調整和風險承擔均與其滯后項顯著負相關，說明銀行行為具有明顯的動態特征，且自發收斂于均衡狀態。

從銀行資本調整與信貸風險承擔行為的互動關系來看，除了資本調整方程的前兩列外，其余方程中二者的回歸系數均為負值，支持早期的理論研究，即特殊的收益結構使商業銀行具有較高的風險偏好，特別是在固定費率存款保險或政府隱性補貼下，銀行往往通過過度風險承擔或高杠桿經營追求股東利益最大化，同時將風險轉嫁給存款人或保險機構。對于前兩個方程的例外結果，可能的解釋有兩個方面:一是說明銀行資本調整和風險承擔可能是自發的審慎行為，即銀行在增加信貸風險的同時也會自發地補充資本；二是與所選的監管壓力指標有關，在資本調整方程中，選擇第三種監管壓力指標的估計結果與選擇前兩種壓力指標的估計結果存在根本差異，說明資本充足銀行與資本不足銀行在面臨監管壓力時的行為可能不同，必須區別對待。

從銀行層面的控制變量來看，銀行規模對其資本調整具有顯著的負向影響，規模越大的銀行越傾向于減少自有資本，這一結論與前文預期一致。大銀行相比小銀行融資渠道更加多元化，因而愿意持有的資本水平更低。銀行規模對信貸風險承擔的影響不顯著，可能是因為規模不同的銀行在信貸風險偏好方面同質化現象比較嚴重。系統重要性銀行相比非系統重要性銀行會持有更多的資本，可能是由于系統重要性銀行對金融體系影響巨大而受到更加嚴格的監管，從而被動地持有較多資本。系統重要性對于商業銀行風險承擔行為的影響并不顯著，說明我國系統重要性銀行并沒有因為“大而不倒”的機制而存在過度承擔風險的現象，可能與我國大型銀行的國有控股屬性有關。銀行是否上市對其資本調整行為有顯著的正向影響，符合理論預期。銀行資產質量對其資本調整行為影響并不顯著，其原因可能有兩個方面:第一，在我國，大部分銀行屬于國有或集體所有，公有制股東在增加銀行資本時并不過多考慮其資產質量問題；第二，由于我國銀行業的行政壟斷性質，股東在考慮是否增加對銀行的資本投入時并不在意商業銀行資產的安全性，而是對其盈利性更加看重。資產質量對于銀行信貸風險承擔存在顯著的正向影響，即資產質量較好的銀行會增加信貸風險承擔。流動資產比率對銀行資本調整行為具有顯著的正向影響，這與Aggarwal 和Jacques(2001)在引入這一變量時的預期不同，他們認為高流動性的銀行愿意持有的資本水平較低，但考慮到我國商業銀行主要是通過內部融資的方式補充資本，流動性水平越高的銀行，自有資本也相應越高，這一結論就不難理解了，因為流動性充裕的銀行在補充資本方面更有優勢。流動性對銀行信貸風險承擔有負向影響，但不顯著。銀行盈利能力對其資本調整行為有顯著的正向影響，因為留存收益轉增資本是銀行調整資本水平的一種重要方式，盈利能力在一定程度上決定了銀行是否有充足的資源補充資本金。

從宏觀層面的控制變量來看，我國商業銀行的資本調整行為并未表現出明顯的周期性特征，代表宏觀經濟環境的變量與銀行資本調整變量之間并不存在顯著關系。宏觀經濟環境對銀行信貸風險承擔行為影響也不顯著，可能是因為我國銀行信貸受政策影響較多，周期性特征不明顯。金融結構并未對銀行風險承擔行為產生顯著影響，這是由于我國金融結構在樣本期間內變化并不明顯，印證了描述性統計部分的推斷。市場集中度對銀行信貸風險承擔影響不顯著，可能與我國銀行業目前在信貸領域的競爭尚不充分有關。

（二）監管壓力、資本調整與銀行資產組合風險承擔

國外相關文獻更加關注銀行資產組合風險承擔行為。隨著我國銀行多元化經營趨勢的出現，不僅要關注銀行信貸風險承擔行為，也需要關注銀行的資產組合風險承擔行為。本節將銀行風險加權資產比率的差分(DRWAA)作為銀行資產組合風險承擔的代理變量引入基準模型進行實證分析，估計結果如表5 所示。由表5 可知，各種監管壓力指標對銀行資本調整的影響仍顯著為負，對資產組合風險承擔的回歸系數仍然為正，與信貸風險承擔模型的結果一致。區分資本充足銀行與資本不足銀行發現，監管壓力對銀行行為的影響同樣是由資本充足銀行樣本組決定。同時，估計結果還說明我國商業銀行的資產組合風險承擔行為對監管壓力不敏感，加強監管對銀行資產組合風險承擔行為的約束作用有限。關于銀行資本調整與風險承擔行為的動態關系及其自收斂特征的實證結果與基準模型一致。

表5 監管壓力、資本調整與銀行資產組合風險承擔關系估計結果

續表5

大部分控制變量的估計結果與基準模型保持一致。有兩個例外情況需要特別說明:一是資產質量對于銀行資產組合風險承擔的影響并不顯著，這可能與本文所選的銀行資產質量代理變量有關，因為貸款損失撥備率主要是針對信貸業務提取的風險準備金。二是宏觀經濟環境對銀行資產組合風險承擔有顯著負向影響，說明我國銀行資產組合風險承擔行為本身具有逆周期特征①為節約篇幅，表5 中僅列出與基準模型存在差異的控制變量的回歸結果，其余控制變量省略，需要的讀者可向作者索取。下文表6～表8 采取同樣的處理方式。。

（三）監管壓力、資本調整與銀行綜合風險承擔

近年來，關于銀行風險承擔的實證研究更多地關注商業銀行的綜合風險承擔水平，通常以z-score 指數作為銀行穩定性的度量指標，其對立面即為銀行風險承擔。為實證檢驗商業銀行資本調整與綜合風險承擔行為之間的關系以及監管壓力對它們的影響，本節將z-score 指數的差分(DZ)作為銀行風險承擔的代理變量引入基準模型，估計結果如表6 所示。

從表6 中可見，監管壓力仍然與銀行資本調整行為顯著負相關，與以z-score 指數表示的銀行綜合風險承擔行為正相關②雖然風險承擔方程中監管壓力的估計系數為負，但由于z-score 直接反映的是銀行穩定性水平，其取值越低代表銀行綜合風險承擔水平越高，所以這里的負系數實質上意味著監管壓力與銀行綜合風險承擔正相關。下文中有關z-score 指數與相關變量關系的解釋都進行了相應的轉換。，并且資本充足銀行對監管壓力的反應更敏感，這與基準模型的結論保持一致。銀行資本調整與綜合風險承擔之間存在顯著負向關系，資本調整與風險承擔仍然具有動態特征和自發收斂屬性，再次驗證本文使用聯立方程模型的合理性。

從控制變量來看，兩方面特征與基準模型存在差異:一是銀行規模變量對綜合風險承擔水平具有顯著的正向影響，可能是由于規模較大的銀行在表外業務和非傳統資產業務方面的風險承擔水平更高。二是市場集中度對銀行綜合風險承擔有顯著正向影響，說明隨著行業競爭的加劇，銀行綜合風險承擔水平會有所下降，即鼓勵競爭在目前階段有利于提高我國銀行體系的穩定性。

表6 監管壓力、資本調整與銀行綜合風險承擔關系估計結果

綜合表4～表6 的估計結果來看，值得關注的是，在表4 前兩個資本調整方程中，銀行資本調整與其信貸風險承擔存在顯著的正向關系，但在表4 的其余方程以及表5和表6 中，銀行資本調整與其他兩類風險承擔變量均存在顯著的負向關系，表明當銀行在增加信貸風險承擔時會相應地補充資本，而在增加資產組合風險承擔與綜合風險承擔時并不會相應地補充資本。原因可能是銀行信貸業務受到的監管較為嚴格，非傳統資產業務和表外業務的監管則相對寬松，存在通過資產轉換來規避金融監管的套利機會。全球金融危機后，我國影子銀行規模迅速擴張，商業銀行通過理財和通道業務大量持有“非標”和表外資產的現實情況一定程度印證了這一結論。

五、拓展分析

（一）監管壓力、資本調整與銀行風險承擔的非線性關系

上文實證分析主要考察了監管壓力、資本調整與銀行風險承擔之間的線性關系。通過對結果的分析發現，在面臨監管壓力時，初始資本水平不同的銀行資本調整和風險承擔行為存在異質性。為進一步分析這種異質性特征，需要考察它們之間的非線性關系。為此，將基準模型做以下擴展:

由方程(11)和方程(12)構成的聯立方程模型相比之前的模型存在以下四方面的變化。首先，根據前文分析，不同監管壓力指標的選擇并不改變監管壓力變量與銀行行為變量之間的關系，因此以上擴展的方程組中僅僅引入了第三種形式的監管壓力指標。其次，在銀行資本調整方程當中引入了監管壓力變量與前期資本水平變量的交互項，以此來考察監管壓力與銀行資本調整行為之間的非線性關系。再次，鑒于銀行系統重要性和金融結構對商業銀行風險承擔行為并無顯著影響，出于簡潔性考慮，在上述風險承擔方程中剔除了這兩個變量。最后，考慮到前文實證分析中宏觀經濟環境對銀行資本調整和風險承擔行為影響并不明確，下文通過引入年度虛擬變量替代GDP 增長率，并以此控制宏觀經濟環境等隨時間而改變的外生因素對銀行資本調整和風險承擔行為的影響。

擴展模型的估計結果如表7 所示，考慮監管壓力與銀行初始資本水平的交互作用后，前文實證結果發生明顯變化。

從資本調整方程來看，監管壓力對資本充足銀行資本調整行為的直接影響仍然為負，但在風險加權資產比率和z-score 指數作為銀行風險代理變量的情況下不再顯著，對資本不足銀行資本調整行為的直接影響由負變正，且在以不良貸款率和z-score 指數作為銀行風險承擔代理變量的情況下非常顯著。這一結論表明，監管壓力上升時，資本充足銀行選擇減少或不調整資本，而資本不足銀行則會增加資本。顯然，非線性模型的估計結果更加符合經濟直覺，一定程度上支持了資本監管政策的有效性。所有監管壓力指標與銀行前期資本水平交互項估計系數均顯著為負，說明初始資本水平較高的銀行對監管壓力上升的反應是減少資本。不同于許多發達經濟體，我國大多數商業銀行在樣本期內都保持著較高的資本緩沖，當監管標準趨嚴時，銀行主要是通過減少資本緩沖的方式進行應對，而非新增資本。從風險承擔方程來看，監管壓力指標對各種形式的銀行風險承擔指標都產生正向影響，且在資本充足銀行樣本中更加顯著。這進一步驗證了監管壓力上升誘發銀行監管套利行為的結論。

引入非線性模型后，銀行資本調整與風險承擔之間的互動關系、資本調整與風險承擔變量的動態收斂特征以及主要控制變量的回歸結果均與基準模型保持一致。資本調整方程中，多數年份的時間虛擬變量影響是顯著的，說明我國商業銀行的資本調整行為確實受到一些隨時間而改變的因素的影響。時間虛擬變量在2008 年之后對銀行風險承擔行為具有顯著影響，意味著金融危機前后，影響我國商業銀行風險承擔行為的因素可能發生了結構性變化。

表7 監管壓力、資本調整與銀行風險承擔的非線性關系估計結果

續表7

（二）監管壓力、資本調整與銀行風險承擔關系的階段特征

將樣本區間劃分為三個階段，2003—2007 年對應危機前經濟高速增長和原銀監會參照巴塞爾協議標準探索資本監管的階段；2008—2010 年對應金融危機中全球經濟衰退和我國嚴格執行巴塞爾資本監管協議的階段；2011—2014 年對應危機后經濟增長步入“新常態”和我國率先實施嚴監管的階段。本文依次基于三個階段的子樣本進行實證分析。鑒于非線性模型更加符合我國現實，以下估計過程將在方程(11)和方程(12)的基礎上進行，結果如表8 所示。

資本調整方程中，REGA 的估計系數在經濟高速增長階段和金融危機階段顯著為負，在“新常態”增長階段仍為負但不顯著，影響程度(回歸系數的絕對值)在各階段之間呈現依次遞減趨勢；REGU 的估計系數在經濟高速增長階段和金融危機階段均為負，在“新常態”增長階段由負轉正。這說明更加嚴格的監管標準出臺之前，資本監管政策并未對我國商業銀行形成有效約束，甚至使其增加了杠桿，但在“中國版巴塞爾協議Ⅲ”實施后，銀行高杠桿經營行為的確受到一定限制。

表8 不同監管環境下銀行監管壓力、資本調整與風險承擔行為關系的估計結果

續表8

風險承擔方程中，REGA 對銀行風險承擔的影響為正，且系數顯著性在三個階段呈現依次增強趨勢，REGU 對各類銀行風險承擔變量的估計系數在各階段均不顯著，但也基本為正，說明無論銀行資本充足與否，更加嚴格的監管標準都鼓勵其增加風險承擔。需要特別注意的是，在“新常態”增長階段，REGA 對銀行信貸風險承擔的估計系數顯著為負，但對資產組合風險承擔與綜合風險承擔則存在正向影響，進一步說明銀行在面臨更加嚴格的資本監管標準時，可能會通過縮減傳統信貸業務風險承擔并增加非傳統資產業務和表外業務風險承擔的方式規避監管，增大了防范金融風險的難度。REGU 的估計系數在金融危機階段與“新常態”增長階段驟然升高，且在包含不同形式銀行風險承擔變量的方程中存在較大波動，原因可能是2008 年以后，我國大部分銀行多數年份的資本充足率均在最低監管標準之上，以上兩個階段中僅有極少數幾家銀行個別年份的資本充足率未達到監管標準，使得REGU 估計系數的有效性受到較大影響。

多數回歸方程中資本調整與風險承擔變量呈現負向關系，銀行資本調整和風險承擔始終與其自身滯后項顯著負相關，且估計系數在各階段之間并無明顯差別，這與基準模型一致。交互項INTE1 估計系數始終顯著為負，表明初始資本水平較高的銀行對監管壓力上升的反應是減少自有資本，這一結論不依賴于經濟發展階段和監管體制環境。INTE2 的估計系數在經濟高速增長階段顯著為負，金融危機時期顯著為正，“新常態”增長階段則不再顯著，主要是受少量極端樣本的影響。分階段估計中，控制變量估計結果基本與前文一致。

可以看出，無論是在資本調整方程還是風險承擔方程中，D12 的估計系數并不顯著，但D13 的系數十分顯著，因為2012 年和2013 年分別是“中國版巴塞爾協議Ⅲ”正式實施的前一年和實施當年，說明隨著“中國版巴塞爾協議Ⅲ”政策落地實施，我國商業銀行資本調整和風險承擔行為均發生了顯著變化，銀行對更加嚴格的資本監管標準做出了及時的反應。從估計系數符號來看，監管壓力對資本調整與風險承擔變量均產生正向影響，說明嚴監管確實在一定程度上約束了商業銀行的高杠桿經營行為，但同時也促使銀行增加資產組合風險承擔。

六、結論與啟示

探討嚴監管背景下的銀行風險承擔行為對防范和化解金融風險具有重要意義。本文構建我國商業銀行資本調整與風險承擔行為之間的聯立方程模型，基于128 家商業銀行2003—2014 年度非平衡面板數據，采用三階段最小二乘法，實證檢驗中國銀行業監管壓力、資本調整與風險承擔行為之間的關系。文章構造了三種不同形式的監管壓力指標，分別檢驗各種監管壓力指標對于商業銀行信貸風險承擔、資產組合風險承擔以及綜合風險承擔的影響，分析了監管壓力與銀行資本調整和風險承擔行為之間的非線性關系，同時結合我國經濟增速換擋與監管標準趨嚴“疊加”的背景，考察了上述關系的階段性特征。

實證研究發現，我國銀行業資本調整與風險承擔行為具有明顯的互動關系和動態特征，資本調整變量和風險承擔變量之間普遍存在顯著的負向關系，且均與其自身滯后項顯著負相關。以往文獻基于單方程分析方法對我國商業銀行資本調整和風險承擔行為特征進行研究，所得結論存在偏失，采用聯立方程模型更加有效。本文得出的主要結論如下。

更加嚴格的資本監管使我國商業銀行產生了在高杠桿經營與高資產風險承擔之間相互替代的監管套利行為，一定程度上抵消了嚴監管政策的效果。實證研究發現，銀行資本調整變量對監管壓力變量的估計系數顯著為負，說明當監管壓力上升時銀行的反應是減少資本，這一結論讓我們對微觀審慎政策的有效性產生質疑。引入非線性模型后，監管壓力上升時，資本充足銀行選擇減少或不調整資本，而資本不足銀行則會增加資本，更加符合經濟直覺，一定程度上支持了資本監管政策的有效性。但是，銀行信貸風險承擔對各種監管壓力指標的估計系數均顯著為正，說明在監管壓力上升時，銀行的反應是增加而非減少風險承擔，更加嚴格的資本監管并沒有達到使銀行審慎經營的預期效果，這一結果似乎有違監管當局的初衷。

嚴監管政策對于商業銀行信貸風險承擔行為約束更強，促使銀行通過資產轉換規避監管，進而導致資產組合風險承擔上升。實證結果顯示，銀行資本調整行為與其信貸風險承擔行為存在顯著的正向關系，但與其資產組合風險承擔和綜合風險承擔存在顯著的負向關系，說明當銀行增加信貸風險承擔時會相應地補充資本，而在增加資產組合風險承擔與綜合風險承擔時并不會相應地補充資本。這是因為嚴格的資本監管直接影響商業銀行信貸業務，而對其他非傳統資產業務和表外業務影響有限，使得銀行可以通過資產轉換來規避金融監管。全球金融危機后，我國影子銀行規模迅速擴張，商業銀行通過理財和通道業務大量持有“非標”和表外資產就是典型的表現。

監管壓力對我國商業銀行資本調整與風險承擔行為的影響呈現階段性特征，經濟增速換擋與監管標準趨嚴“疊加”背景下商業銀行的監管套利動機更加明顯。在我國經濟高速增長與原銀監會參照巴塞爾協議Ⅱ對商業銀行實施資本監管的階段，資本調整對監管壓力變量的回歸系數為負，而風險承擔對監管壓力變量的回歸系數為正，說明監管壓力并未對銀行高杠桿經營行為形成有效約束，反而鼓勵其增加風險承擔，銀行業風險在這一階段持續積累。在金融危機期間，我國成為巴塞爾委員會正式成員，執行巴塞爾協議Ⅱ成為有約束力的國際義務。在此期間，監管壓力仍然對銀行資本調整有顯著的負向影響，但影響程度已有所減弱；風險承擔對監管壓力的回歸系數仍然為正，尤其信貸風險承擔變量對監管壓力的回歸結果無論從顯著性上，還是從影響程度上，均有所增強。意味著金融危機期間我國商業銀行面臨著雙重壓力:一方面在嚴格的資本監管政策壓力下高杠桿經營行為明顯有所收斂；另一方面在國家“四萬億”投資刺激計劃的壓力下普遍增加了信貸投放和風險承擔。在經濟增長步入“新常態”階段和“中國版巴塞爾協議Ⅲ”實施之后，監管壓力對資本調整變量的影響程度進一步縮小，對信貸風險承擔變量的影響方向由正轉負，對資產組合與綜合風險承擔變量的回歸系數仍然為正，且有所放大，反映出該階段商業銀行的高杠桿經營行為進一步受到約束，信貸風險承擔行為顯著降低，但銀行資產組合風險承擔與綜合風險承擔均有所升高，特別是資產組合風險承擔顯著大幅提高。

防范和化解金融風險是實現高質量發展必須跨越的重大關口，結合本文研究結果，對我國打好防范和化解金融風險攻堅戰有以下幾點思考。一是要堅持守住不發生系統性金融風險的底線，優先對根本性、全局性和系統性的金融風險進行排查和治理，按照穩定大局、精準拆彈和循序漸進的思路穩步推進，既要集中力量優先解決突出矛盾，又要避免出現劇烈震蕩。二是要加強宏觀調控與金融監管部門的協調配合，形成“幾家抬”的政策合力，既要避免由監管真空造成的監管套利機會抵消監管政策的效果以及出現“按下葫蘆浮起瓢”的現象，又要避免監管政策“疊加”給金融機構和金融市場施加過度壓力，出現“處置風險的風險”。三是要進一步深化體制機制改革，理順中央與地方、財政與金融、政府與市場間的關系，硬化地方政府和國有企業的預算約束，完善國有金融機構的公司治理機制，解除金融風險過度累積的各種深層次矛盾，既要嚴厲打擊金融部門過度承擔風險的非審慎行為，又要逐步優化干擾金融機構市場化運作的體制環境。