摘要：文章運(yùn)用聯(lián)立方程組模型，對中國127家商業(yè)銀行2008-2011年間的資本充足率與風(fēng)險行為之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)果證明，資本充足率監(jiān)管的風(fēng)險激勵效應(yīng)存在且顯著，對資本不足的銀行而言，風(fēng)險激勵效應(yīng)則更明顯。監(jiān)管當(dāng)局提高資本充足率的目標(biāo)是增強(qiáng)銀行體系的穩(wěn)健性，如果風(fēng)險激勵效應(yīng)存在，則與資本監(jiān)管的初衷背道而馳，這是監(jiān)管當(dāng)局不得不引起關(guān)注之處。

關(guān)鍵詞：商業(yè)銀行；資本充足率；風(fēng)險激勵效應(yīng)；實證檢驗

巴塞爾協(xié)議III的核心是加強(qiáng)銀行資本數(shù)量和質(zhì)量監(jiān)管，對資本充足率提出了更加嚴(yán)格的要求，商業(yè)銀行一級資本充足率從4%提高到6%，核心一級資本充足率從2%提高到4.5%，此外，留存緩沖資本要求2.5%，逆周期資本為0%～2.5%，系統(tǒng)重要性銀行還要額外附加資本。在資本充足率約束提高的背景下，商業(yè)銀行風(fēng)險行為將反應(yīng)如何？風(fēng)險水平將有何種變化？能否提高銀行系統(tǒng)安全性？本文將資本監(jiān)管對銀行風(fēng)險行為的影響結(jié)果定義為資本監(jiān)管的風(fēng)險激勵效應(yīng)。利用127家商業(yè)銀行2008年～2011年度的面板數(shù)據(jù)，研究了中國銀行業(yè)資本充足率監(jiān)管的風(fēng)險激勵效應(yīng)，初步探討并回答了上述問題。

一、 文獻(xiàn)綜述

理論界和監(jiān)管實踐對資本充足率監(jiān)管的風(fēng)險激勵效應(yīng)一直存在較大的爭議?；诓煌募僭O(shè)條件和模型形成了三類結(jié)論。一些學(xué)者基于效用最大化假設(shè)，認(rèn)為資本監(jiān)管要求會激勵銀行提高風(fēng)險偏好。Kahane（1977）認(rèn)為增加資本監(jiān)管可能增加而非降低銀行風(fēng)險。Koehn和Sant-omero（1980、1988）在均值—方差模型下，預(yù)期收入效應(yīng)存在，導(dǎo)致銀行提高資產(chǎn)組合風(fēng)險水平。Blum（1999）在一個動態(tài)框架中，加入了期間效應(yīng)認(rèn)為資本不足的銀行為達(dá)到資本充足率要求，可能增加當(dāng)期資產(chǎn)風(fēng)險。Shrieves和Dahl（1992）、Jacques和Nigro（1997）建立了聯(lián)立方程組模型，證明銀行資本與資產(chǎn)風(fēng)險之間呈正相關(guān)關(guān)系。Altunbas等（2011）運(yùn)用半相依回歸模型，利用1992年～2000年歐洲銀行的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)資本與風(fēng)險之間顯著正相關(guān)。

另一些學(xué)者則從價值最大化假設(shè)出發(fā)，認(rèn)為資本監(jiān)管要求能夠降低銀行風(fēng)險水平。Furlong和Keeley（1989）、Rochet（1992）假定銀行追求價值最大化，證明資本提高與風(fēng)險負(fù)相關(guān)，即在險資本效應(yīng)（Capital at Risk）使資本監(jiān)管具有負(fù)向激勵效應(yīng)。吳俊、張宗益、徐磊（2008）運(yùn)用Shrieves and Dahl聯(lián)立方程組，根據(jù)中國12家上市銀行2003年～2006年面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為在險資本效應(yīng)顯著。馬理、黃憲和代軍勛（2008）構(gòu)建了風(fēng)險偏好指數(shù)，認(rèn)為資本約束越嚴(yán)格，信貸越穩(wěn)健，風(fēng)險越低。

還有一些學(xué)者認(rèn)為資本監(jiān)管要求與銀行風(fēng)險之間的關(guān)系不確定。Jensen（1976）認(rèn)為風(fēng)險和資本之間有顯著的平衡影響，銀行的選擇具有多樣性。Calem和Rob（1996）運(yùn)用多期動態(tài)資產(chǎn)組合選擇模型，運(yùn)用美國1984年～1993年銀行數(shù)據(jù)，證明資本約束與銀行風(fēng)險行為之間呈“U”型關(guān)系。Rime（2000、2001），Hovakimian和Kane（2000）分別研究了瑞士銀行業(yè)和新興市場銀行數(shù)據(jù)，認(rèn)為資本監(jiān)管不影響銀行的風(fēng)險偏好。Altunbas（2001）認(rèn)為歐洲商業(yè)銀行和儲蓄銀行的資本與風(fēng)險顯著正相關(guān)，而合伙銀行資本水平與風(fēng)險呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。Heid等（2003）以德國儲蓄銀行1992年～2002年數(shù)據(jù)為樣本，采用修正的Shrieves-Dahl模型，發(fā)現(xiàn)銀行資本和風(fēng)險的調(diào)整關(guān)系依賴于緩沖資本的高低。Inwon Song（1998）根據(jù)韓國1993年～1996年25家銀行數(shù)據(jù)，證明總體上銀行高風(fēng)險資產(chǎn)沒有增加。

二、 模型的構(gòu)建與說明

1. 模型的構(gòu)建。從銀行實際運(yùn)行機(jī)制來看，銀行將協(xié)同考慮資本與風(fēng)險的變動，從而確定其資本水平和風(fēng)險行為，因此，模型的設(shè)計應(yīng)當(dāng)反應(yīng)這一內(nèi)在協(xié)同關(guān)系。我們參照Shrieves和Dahl（1992）創(chuàng)立的局部調(diào)整的聯(lián)立方程組模型，Jacques和Nigro（1997）對模型做了修正和發(fā)展，該模型在以后的資本與風(fēng)險研究文獻(xiàn)中被廣泛應(yīng)用。

Hart和Jaffee（1974）和Marcus（1983）認(rèn)為資本的調(diào)整不僅取決于銀行自身的行為，而且受到外部沖擊的影響。因此，假設(shè)資本和風(fēng)險的變動由兩部組成，一部分是內(nèi)生性變量，另一部分是外生性隨機(jī)因素，建立資本與風(fēng)險行為聯(lián)立方程組模型，如（1）和（2）所示：

ΔCARj，t=ΔCARdj，t+εj，t（1）

ΔRISKj，t=ΔRISKdj，t+νj，t（2）

ΔCARj，t和ΔRISKj，t分別表示銀行j在t時期的資本和風(fēng)險調(diào)整。ΔCARdj，t和ΔRISKdj，t表示銀行自主調(diào)整的內(nèi)生指標(biāo)，εj，t和νj，t分別表示影響資本和風(fēng)險水平的外生變量。ΔCARdj，t和ΔRISKdj，t以本期目標(biāo)數(shù)值與滯后一期的實際值之差來表示，如函數(shù)式（3）和（4）。

ΔCARdj，t=α（CAR*j，t-CARj，t-1）（3）

ΔRISKdj，t=β（RISK*j，t-RISKj，t-1）（4）

CAR*j，t和RISK*j，t分別表示銀行j在當(dāng)期的資本和風(fēng)險水平的目標(biāo)值，CARj，t-1和RISKj，t-1分別表示銀行j前一期的資本和風(fēng)險的實際值。α和β是系數(shù)。將（3）和（4）分別代入（1）和（2）中，得到：

ΔCARj，t=α（CAR*j，t-CARj，t-1）+εj，t（5）

ΔRISKj，t=β（RISK*j，t-RISKj，t-1）+νj，t（6）

銀行當(dāng)期的資本和風(fēng)險目標(biāo)水平無法直接觀察，根據(jù)Shrieves和Dahl（1992），Jacques和Nigro（1997），Rim（2001），Heid和Porath，etc（2003）等研究，可以分別表示為監(jiān)管壓力、資產(chǎn)規(guī)模、收益率水平、資產(chǎn)質(zhì)量等變量的函數(shù)。由此，建立聯(lián)立方程模型：

dCAPj，t=a0+a1×PRj，t-1+a2×ROAj，t+a3×SIZEj，t+a4×dRISKj，t+a5×CAPj，t-1+a6×GDPt+εj，t（7）

dRISKj，t=β0+β1×PRj，t-1+β2×LLOSSj，t+β3×SIZEj，t+β4×dCAPj，t+β5×RISKj，t-1+β6×RISKt+vj，t（8）

為了考察不同資本充足率水平的銀行在監(jiān)管壓力下的反應(yīng)，我們采用Heid和Porath，Stolz（2003）及Francesco和Mario（2006）的方法，加入兩個變量的交叉乘積所組成的虛擬變量（RP×ΔRISK和RP×ΔCAR）。

2. 變量選擇。資本充足水平。本文擬采資本充足率（CAR），在資本方程中作為被解釋變量。

風(fēng)險指標(biāo)（RISK）。本文采用了不良貸款率，不良貸款率影響銀行貸款撥備水平，從而影響銀行的贏利水平和資本。在風(fēng)險方程中作為被解釋變量。

收益水平（ROA）。本文采用資產(chǎn)收益率指標(biāo)（ROA）代表效率水平。

資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）。一般認(rèn)為，資產(chǎn)規(guī)模越大，更容易多元化配置資產(chǎn)，實現(xiàn)風(fēng)險的分散化。本文選用總資產(chǎn)指標(biāo)，計量時取自然對數(shù)。

不良貸款（LLOSS）。本文選用不良貸款額作為該指標(biāo)變量，在實際計量時取自然對數(shù)。

資本壓力（PR）。資本壓力指銀行實際資本充足率與監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)之間的差距。本文選用銀行實際資本充足率與監(jiān)管當(dāng)局公布的年度行業(yè)平均資本充足率的差額作為該指標(biāo)變量，并采用滯后一期PRt-1。

GDP指標(biāo)。宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對銀行的收益和資本有實質(zhì)影響，銀行的經(jīng)營業(yè)績和資本水平也具有順周期性，本文采用GDP增長率表示宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。

資本和風(fēng)險滯后項。銀行根據(jù)上一期資本充足情況及風(fēng)險水平調(diào)整下一期的行為，因此，在模型中加入了資本滯后項（CARt-1）和風(fēng)險滯后項ROAt-1，考察銀行行為的調(diào)整。

3. 樣本數(shù)據(jù)說明。本文選取中國127家銀行2008年～2011年四年的面板數(shù)據(jù)為樣本，共計3 048個樣本點。本文采用了大樣本數(shù)據(jù)，這有別于以前研究者所采用的少量銀行樣本的研究方法，能夠更加全面、更具代表性的反映銀行的資本監(jiān)管效應(yīng)。

（1）數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)來源于畢馬威2007年～2011年《中國銀行業(yè)調(diào)查報告》，Wind萬德數(shù)據(jù)庫，各家上市銀行年報，部分銀行網(wǎng)站年報披露等。所有數(shù)據(jù)均來源于公開渠道，并經(jīng)審計師審計，數(shù)據(jù)質(zhì)量和真實性較高。

（2）數(shù)據(jù)樣本概況。從樣本銀行的總量來看，2011年全部樣本銀行的總資產(chǎn)合計91.88億元，占中國全部銀行總資產(chǎn)113.3萬億元的81%，貸款合計49.58萬億元，占全部銀行貸款總額58.2萬億元的85.2%，所有者權(quán)益合計5.71萬億，占全部銀行所有者權(quán)益7.2萬億元的79.3%，凈利潤合計1萬億元，占全部銀行凈利潤1.25萬億元的80%。

從銀行類型來看，包含了6家國有大型銀行（含國開行），12家股份制商業(yè)銀行，80家城市商業(yè)銀行，20家農(nóng)村商業(yè)銀行（農(nóng)村合作銀行），9家在大陸注冊的外資法人銀行，涵蓋了中國主要的商業(yè)銀行類型。

三、 回歸結(jié)果及分析

本文采用Jacques和Nigro（1997）以及Aggarwal and Jacques（2001）使用的三階段最小二乘法（3SLS）進(jìn)行聯(lián)立方程組模型估計，3SLS估計方法考慮了變量的內(nèi)生性，保證模型估計結(jié)果一致性。而且，由于兩個方程的擾動信息項同時相關(guān)，3SLS估計方法估計效率更高。運(yùn)用Eviews6.0回歸結(jié)果如表2所示。

1. 資本方程計量結(jié)果分析。滯后一期資本壓力（PRt-1）。在兩個模型下，PRt-1均在1%的置信區(qū)間下顯著，且相關(guān)系數(shù)為負(fù)。表示上期資本不足的銀行（即PRt-1越?。?，本期資本充足率上升幅度更大，這說明資本壓力對銀行資本充足率的影響具有顯著的效果。

資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）。在兩個模型下，SIZE均在1%的置信區(qū)間下顯著，且相關(guān)系數(shù)為負(fù)。表示資產(chǎn)規(guī)模大的大型銀行資本充足率變動率較中小型銀行低。由于大銀行“大而不能倒”，其受到更多的金融安全網(wǎng)保護(hù)，融資渠道廣，補(bǔ)充資本的成本更低，銀行對資本充足率的依賴不強(qiáng)，國家信譽(yù)的保障部分的替代了資本充足率對市場傳達(dá)的聲譽(yù)信息。

風(fēng)險變動（dRISK）變量并不顯著，顯示銀行風(fēng)險對資本的變動效果并不明顯，但其回歸系數(shù)為負(fù)值，代表銀行風(fēng)險變動與資本變動之間存在反向關(guān)系。

模型Ⅱ加入了PR*RISK交叉項，主要檢驗存在資本壓力情況下，銀行風(fēng)險水平對銀行資本充足情況的影響。實證檢驗結(jié)果證明，PR*RISK不顯著，代表即使面臨資本壓力的銀行，其風(fēng)險變動對資本水平的影響也不明顯。但系數(shù)為正數(shù)，表示存在資本壓力的銀行風(fēng)險變動與資本變動之間存在同向關(guān)系，即風(fēng)險水平高的銀行，資本充足率提高的更快。

2. 風(fēng)險方程計量結(jié)果分析。模型Ⅰ中，dCAR相關(guān)系數(shù)為0.1707，且在5%置信水平下顯著，代表當(dāng)資本約束提高時，銀行在提高資本充足水平的同時，也增加了資產(chǎn)的風(fēng)險水平，因此，資本監(jiān)管的風(fēng)險激勵效應(yīng)是存在的。

模型Ⅱ加入了PR*CAR交叉項，實證檢驗證明，PR*CAR在5%的置信區(qū)間顯著，相關(guān)系數(shù)為0.170 6，顯示資本變動對風(fēng)險均具有顯著的正向影響，資本不足的銀行風(fēng)險激勵效應(yīng)也是存在的。

RISKt-1系數(shù)為-0.629，且在1%置信水平下顯著。表示上期風(fēng)險高的銀行，本期風(fēng)險行為會有所降低，風(fēng)險偏好趨于審慎。從調(diào)整速度來看，與CARt-1系數(shù)4.370 6相比，意味著資本調(diào)整的速度是風(fēng)險調(diào)整速度的7倍，說明資本監(jiān)管條件下，銀行更愿意調(diào)整資本，而調(diào)整風(fēng)險的速度和難度更大。

四、 結(jié)論與政策建議

1. 資本充足率監(jiān)管要求可以有效提高商業(yè)銀行的資本充足率水平，有利于提高整個銀行業(yè)的穩(wěn)健性和抵御極端風(fēng)險的資本實力。商業(yè)銀行在監(jiān)管強(qiáng)化的壓力下通過各種途徑增加核心資本和附屬資本，有利于銀行體系的穩(wěn)定。

2. 實證檢驗證明，銀行資本約束提高可能產(chǎn)生風(fēng)險激勵效應(yīng)。因此，監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)當(dāng)充分意識到資本充足率監(jiān)管可能帶來的負(fù)面影響，除了強(qiáng)化資本充足率監(jiān)管以外，還要加強(qiáng)監(jiān)督檢查，風(fēng)險教育等措施，強(qiáng)化新資本協(xié)議下第二支柱的功能，有效引導(dǎo)和約束商業(yè)銀行的風(fēng)險行為和風(fēng)險偏好。

3. 商業(yè)銀行的董事會和管理層之間應(yīng)當(dāng)進(jìn)行有效的溝通，降低信息不對稱帶來的道德風(fēng)險和逆向選擇。董事會應(yīng)設(shè)定合理的利潤目標(biāo)和風(fēng)險目標(biāo)，平衡好兩者之間的關(guān)系，處理好短期利益與長期穩(wěn)定經(jīng)營的利益沖突，約束管理層可能出現(xiàn)的逆向激勵傾向。

參考文獻(xiàn)：

1. Shrieves， R.and D. Dahl.The relationship between risk and capital in commercial banks. Journal of Banking and Finance，1992，（16）：439-457.

2. Furlong， Frederick T.， and Michael C.K- eeley， Capital Regulation and Bank Risk-Taking： A Note， Journal of Banking and Finance，1989，（33）：883-891.

3. 吳俊， 張宗益等.中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期商業(yè)銀行資本與風(fēng)險行為研究——兼論巴塞爾協(xié)議在我國的實施效果.財經(jīng)研究，2008，（1）：51-60.

4. 聶廣禮，成峰.商業(yè)銀行的信貸組合管理——基于我國上市銀行信貸投向的分析.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2012，（8）.

作者簡介：賀文峰，中央財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)博士生，高級經(jīng)濟(jì)師。

收稿日期：2013-02-27。