李夢花　聶思玥

(1.山西財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，山西 太原 030006；2.山西大學 經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030006)

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資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的非線性影響
——基于面板門檻模型的分析

李夢花1聶思玥2

(1.山西財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，山西 太原 030006；2.山西大學 經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030006)

摘要：本文采用我國2005～2013年64家商業(yè)銀行的微觀數(shù)據(jù)，運用Hansen發(fā)展的面板門檻模型，研究了不同資本充足水平下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響。研究結(jié)果表明，我國商業(yè)銀行存在資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的單一門檻效應，二者是非線性關系。上市銀行樣本中，不論資本充足率位于高水平還是低水平，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性均呈現(xiàn)負相關；在非上市銀行樣本中，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系不僅存在門檻特征，而且在高、低兩種資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性影響的方向不同。因此，相關政策要綜合考慮我國商業(yè)銀行上市與否及其已有的資本充足率水平。

關鍵詞：資本充足率；金融監(jiān)管；銀行穩(wěn)健性；面板門檻模型；金融危機

一、引言

2008年，美國爆發(fā)的次貸危機最終演變?yōu)橐粓鱿砣虻膰H金融危機，對這次金融危機的反思，使得各國學界、政界、監(jiān)管機構(gòu)更加關注金融穩(wěn)定尤其是銀行體系的穩(wěn)健性。而銀行機構(gòu)穩(wěn)定運行的一個重要保障就是健全有效的金融監(jiān)管，其中資本充足率監(jiān)管一直是銀行業(yè)監(jiān)管的主要內(nèi)容。目前我國銀行業(yè)逐步放開，面臨競爭力強大的外資銀行，加之利率市場化改革的有序推進，迫使我國銀行業(yè)在經(jīng)營理念和經(jīng)營方式上不斷探索創(chuàng)新，金融衍生產(chǎn)品不斷涌現(xiàn)，資產(chǎn)交易鏈條日益延長，這無疑有助于開拓銀行經(jīng)營業(yè)務，拓寬盈利渠道，但與此同時各種創(chuàng)新雖然有效轉(zhuǎn)移或者分散了銀行等金融機構(gòu)的風險，而卻無法完全規(guī)避風險，因此在我國要維持銀行機構(gòu)經(jīng)營的穩(wěn)健性，有效的資本充足率監(jiān)管顯得更加重要。

1996年我國正式成為《巴塞爾協(xié)議》成員國，2003年成立銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會，2004頒布實施《商業(yè)銀行資本充足率管理辦法》，確立了我國以資本充足率為核心的監(jiān)管框架。伴隨《巴塞爾協(xié)議》的不斷修訂，資本充足率監(jiān)管的重要性從未削弱，尤其是在經(jīng)歷了本次金融危機的重創(chuàng)后，《巴塞爾資本協(xié)議III》明確要求，一級資本充足率指標從之前的4%提升至6%，而核心一級資本充足率的監(jiān)管標準也從2%提升到4.5%，以幫助金融機構(gòu)更好地防范和抵御風險。但從國內(nèi)外已有的研究文獻來看，理論上對資本充足率監(jiān)管要求能否有效約束銀行風險，從而保持銀行穩(wěn)健，各國學者并未取得共識(Blum(1999)[1];Godlewski(2004)[2])。探討資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的文獻基本是在線性框架下展開，對二者的非線性關系探討甚少，而其中關于我國銀行業(yè)的研究就更少。事實上，目前我國仍然以間接融資為主的格局，說明銀行業(yè)在支持經(jīng)濟發(fā)展過程中依然占有無可替代的重要地位，因此銀行是否保持穩(wěn)健對經(jīng)濟發(fā)展毋庸置疑是一個必備的前提條件。正如劉駿民和季益烽(2013)所指出的：我國經(jīng)濟增長維持30多年不間斷的一個根本原因就是沒有受到類似危及銀行穩(wěn)健性的“擠兌”等金融動蕩的打擾[3]。美國2007年爆發(fā)的金融危機引發(fā)了一輪全球加強金融監(jiān)管的熱潮，其中一個重要的標志就是對銀行資本充足率的再次提及，目前我國也已經(jīng)開始實施強調(diào)資本充足率監(jiān)管的《巴塞爾資本協(xié)議Ⅲ》，因此我們需要了解本國銀行業(yè)對資本充足率監(jiān)管可能產(chǎn)生的反應，尤其是在上市銀行和非上市銀行之間這種反應是否存在差別，這直接關系到我國銀行業(yè)的穩(wěn)定。本文借鑒Beck、Demirgü Kunt和Levine(2010)構(gòu)建的銀行穩(wěn)健性指標z-score作為銀行穩(wěn)健性的測度指標[4]，選取資本充足率作為資本充足性監(jiān)管的代理變量，實證分析了我國上市銀行與非上市銀行中資本監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性之間的非線性關系。

二、文獻綜述

有關金融穩(wěn)定(包括銀行體系)問題的理論探討由來已久，目前學界廣泛認可的是美國著名經(jīng)濟學家Minsky(1963)年提出的“金融不穩(wěn)定假說”，之后的數(shù)十年間，Minsky撰寫了一系列論著，深入分析美國1929～1933的經(jīng)濟大危機，不斷豐富完善這一理論假說，最終形成今天被大量文獻引用的“金融不穩(wěn)定理論”。Minsky(1992)從企業(yè)角度全面系統(tǒng)研究了“不穩(wěn)定假說”，認為不穩(wěn)定性主要來源于借款企業(yè)的高負債經(jīng)營。任何妨礙貸款資源流向生產(chǎn)企業(yè)的沖擊，都可能帶來流動性不足抑或出現(xiàn)資不抵債，并很快蔓延至銀行等金融機構(gòu)，使其脆弱性迅速攀升[5]。為使銀行體系脆弱性維持在合理水平，需要相關部門加強對其監(jiān)管。監(jiān)管實踐中資本充足率一直是銀行機構(gòu)監(jiān)管的核心指標。但是，已有關于資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性性影響的研究文獻中，國內(nèi)外學者不論在理論分析還是實證研究中均未取得一致結(jié)論。

理論研究方面，F(xiàn)urlong和Keeley(1989)的 “在險資本效應假說”主張高的資本充足率監(jiān)管要求有助于維持銀行穩(wěn)健性[6]；同時存在相反的理論，比如Kahane(1977)及Kim和Santomero(1988)以“預期收入理論假說”為基礎，認為提高資本充足率的監(jiān)管要求會同時降低銀行的預期收入，為了彌補預期收入下降，銀行傾向提高高風險資產(chǎn)占比，因此高資本充足率會增加銀行風險，降低銀行穩(wěn)健性[7] [8]。實證研究方面，Keeley和Furlong(1990)構(gòu)建期權(quán)模型進行實證分析表明，較高的資本充足水平有助于維持銀行的穩(wěn)健性[9]；Barth、Caprio Jr和Levine(2004)分析了107個國家3000多家銀行的資本充足率監(jiān)管對銀行經(jīng)營績效及脆弱性的影響，認為嚴格的資本充足率監(jiān)管與銀行經(jīng)營績效之間不存在顯著的負相關關系，但資本充足率監(jiān)管與銀行的不良貸款之間存在顯著的負相關關系，可以有效提升銀行經(jīng)營穩(wěn)健性[10]；此外還有一些學者運用不同的實證分析方法，對不同國家銀行資本充足率水平與銀行穩(wěn)健性關系進行研究，均得出二者之間存在正向關系，代表性學者有Pasiouras、Tanna和Zopounidis(2009)[11]、 Francis和Osborne(2012)[12]、Gander(2013)[13]、Ben Bouheni、Ben Ameur和Idi Cheffouet al(2014)[14]、鐘永紅(2014)[15]。另一方面，也有學者反對高的資本充足率監(jiān)管要求有助于維持銀行穩(wěn)健性，如Blum(1999)認為當股權(quán)籌資成本過高時，增加資本唯一的可能性就是增加風險，為滿足資本充足率的監(jiān)管要求，銀行此時傾向于從事高風險投資以增加當期收入，從而使得資本充足率監(jiān)管非但不能提升商業(yè)銀行效率，而且還將增加銀行資本風險[1]。國內(nèi)學者耿同勁(2012)指出，高資本充足率在一定的條件下反而會增加銀行的不穩(wěn)定性，比如房價的無規(guī)律波動[16]。楊熠和林仁文(2013)構(gòu)建銀行股票的超額收益率模型實證分析了資本充足率與銀行風險關系，結(jié)果顯示當利率上升使銀行收益增加時，資本充足率的提高可能會增加銀行的風險。因此若僅追求過高的資本充足率，反而會增加銀行風險，從而降低銀行業(yè)穩(wěn)定性[17]。

此外，關于資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)定性影響的文獻中還存在中間觀點。Jacques和Nigro(1997)運用3SLS模型，實證分析顯示，在資本充足的銀行中，資本充足標準的提升對銀行風險有顯著的負向影響，而在資本不足的銀行中，二者之間幾乎不存在這種負向關系[18]。Laeven和Levine(2009)通過實證分析，發(fā)現(xiàn)資本充足率監(jiān)管與銀行業(yè)穩(wěn)定之間的關系依賴于銀行自身股權(quán)結(jié)構(gòu)的安排[19]。不同股權(quán)結(jié)構(gòu)安排下，資本充足率與銀行穩(wěn)健性之間呈現(xiàn)不確定的關系。方意、趙勝民和謝曉聞(2012)在借鑒De Nicolò、Dell’Ariccia和Laevenet al(2010)[21]模型的基礎上，運用動態(tài)面板模型實證分析了我國的銀行風險承擔。結(jié)果表明，資本充足率對銀行的風險轉(zhuǎn)嫁效應影響呈現(xiàn)非線性特征[20]。此外Klomp和De Haan(2012)對2002～2008年間21個OECD國家200個銀行進行實證分析，結(jié)果表明高的資本充足率監(jiān)管標準對銀行穩(wěn)健性是否有影響取決于銀行自身的風險水平，高風險銀行才會受到資本充足監(jiān)管的影響[22]。Barth, Lin和Ma等(2013)通過實證分析，發(fā)現(xiàn)只有那些存在獨立監(jiān)管機構(gòu)的國家，更嚴厲的資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性之間才表現(xiàn)出微弱的正相關[23]。

總結(jié)國內(nèi)外關于資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的研究文獻，我們發(fā)現(xiàn)在相關的理論及實證分析中，學者們均未得出一致結(jié)論。部分學者主張資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性存在正向關系，也有學者認為二者之間是負向關系，還有一些學者主張二者關系依賴于其他條件，比如銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)，可見已有研究大多只關注資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的單一影響，學者們的研究基本都是在線性分析框架下展開，以期得到一個二者之間固定明確的影響關系，對二者之間非線性的分析較少，使得研究結(jié)論的適用范圍相對較窄，且不具有動態(tài)特性。而關于我國商業(yè)銀行的研究，對資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的非線性關系的探討尚未深入展開。通過以上分析，總體而言，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系并非簡單的二元論斷，本文可能的貢獻在于通過門檻自抽樣檢驗結(jié)果表明我國商業(yè)銀行資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系呈現(xiàn)非線性特征，繼而采用面板門檻回歸的估計方法探討這一非線性影響的具體內(nèi)容。此外本文將我國商業(yè)銀行分為上市銀行和非上市銀行，考察資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系是否會因銀行上市與否而存在差異。

三、研究設計及數(shù)據(jù)說明

(一)研究設計

為研究我國資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系，本文借鑒Hansen(1999)提出的面板門檻回歸計量方法[24]，將資本充足率監(jiān)管設定為門檻變量來考察我國商業(yè)銀行整體、上市銀行和非上市銀行三類樣本中，監(jiān)管水平對銀行穩(wěn)健性的影響及差異。單一門檻模型基本設定如下：

yit=ui+xitβ1*Ι(qitγ)+xitβ2*Ι(qit>γ)+εit

(1)

式(1)中，i代表銀行個體，t代表年份。qit為門檻變量，γ為門檻值，I(·)為指示函數(shù)，相應的條件滿足則取值為1，否則為0，yit和xit為被解釋變量與解釋變量，ui表示銀行個體的未觀測到的特征，εit服從均值為0，方差為δ2的獨立同分布，即εit～i.i.d ,N(0，δ2)。β1、β2及γ為待估參數(shù)。對式(1)的估計需要預先去除個體效應ui，一般采用去除組內(nèi)平均值的方法，對式(1)取組內(nèi)平均：

(2)

式(1)減去式(2)得到，

(3)

Y*=X*(γ)β+ε*

(4)

若給定門檻值γ，則式(4)估計得到的殘差平方和為：

S1(γ)=ê*(γ)’ê*(γ)

(5)

其中，ê*(γ)是殘差向量，ê*(γ)=Y*-X*(γ)β*(γ)，則門檻值γ的估計式為：

(6)

在上述估計過程中，Hansen(2000)將每一觀測值作為可能的門檻值，將滿足式(6)的觀測值確立為門檻值，但其是否具有統(tǒng)計上的顯著性，還需要做進一步的檢驗。檢驗的原假設是存在門檻值，表達式為：H0∶β1=β2，相應的備擇假設是不存在門檻值，表達式為：H1∶β1≠β2。

但事實上，原假設H0下，相當于對式(1)施加線性約束β1-β2=0，所以不存在唯一的γ值使式(1)成立，也就是說無法識別出門檻值γ。此時由于未知參數(shù)的存在，使得傳統(tǒng)檢驗統(tǒng)計量服從的是非標準分布，完全不同于卡方分布。由于分布依賴于樣本的矩，所以臨界值無法查表獲得。Hansen(2000)建議采用“自抽樣法”(Boostrap)模擬似然比檢驗的漸近分布。設S0為不存在門檻效應的殘差平方和加總，S1為存在門檻效應的殘差平方和加總，則似然比檢驗基于如下統(tǒng)計量：

以上詳細介紹了僅存在一個門檻的模型設定，當存在多個門檻時，需要重復上述過程進行多門檻檢驗，以最終確定門檻個數(shù)。本文借鑒Hansen的門檻方法，構(gòu)建我國資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的門檻回歸方程：

zscore=ui+β1caritΙ(caritγ)+β2caritΙ(carit>γ)+β3cvit+εit

其中，下標i、t分別表示第i個銀行個體和第t年，ui表示銀行個體未觀測到的效應，ε～N(0,δ2)為誤差項。zscore為銀行穩(wěn)健性的代理變量，是回歸方程的被解釋變量，car為資本充足率，是資本充足性監(jiān)管的代理變量。cv為其他影響銀行穩(wěn)健性的控制變量，包括宏觀經(jīng)濟環(huán)境、銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)、銀行個體特征。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

本文實證分析中被解釋變量為銀行穩(wěn)健性，它反映了銀行體系的安全性與穩(wěn)健性。本文借鑒Beck、Demirgü Kunt和Levine(2010)的方法[4]，引入zscore來測度銀行穩(wěn)健性。計算公式如下：

其中roa為銀行資產(chǎn)收益率，equity/assets為銀行資本資產(chǎn)比，sd(roa)為資產(chǎn)收益率的標準差，本文用3年移動平均來計算，同時為了盡可能全面真實地反映樣本信息，減少數(shù)據(jù)的損失，文中對樣本期內(nèi)第一年及最后一年的sd(roa)均采用2年移動平均。具體來說，2005年的標準差采用2005和2006兩年的移動平均；2013的標準差采用2012和2013兩年的移動平均。

2.門檻變量

本文選取資本充足率監(jiān)管為主要解釋變量，其代理變量為資本充足率。從各國監(jiān)管理論及實踐的發(fā)展來看，學者們關于資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性影響的觀點存在較大分歧。其中兩種代表性的觀點是Furlong和Keeley(1989)提出的“在險資本效應假說”[6]和Kahane(1977)主張的“預期收入理論假說”[7]。前者認為資本充足率監(jiān)管能夠降低銀行風險，保持銀行穩(wěn)健性；后者主張資本充足率監(jiān)管將提高銀行風險，降低銀行穩(wěn)健性。近年來，一些學者開始主張二者之間可能存在非線性關系。本文設定資本充足率為門檻變量，來分別考察上市銀行與非上市銀行的資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性之間是否均存在非線性影響。

3.控制變量

(1)銀行規(guī)模。本文采用銀行資產(chǎn)對數(shù)值lnasset代理銀行規(guī)模，學界對銀行規(guī)模與其脆弱性之間的關系并無共識。學者Delis(2011)采用18000家銀行2003～2008年的數(shù)據(jù)進行實證分析，認為銀行規(guī)模與脆弱性呈負相關關系，這主要是由于規(guī)模增大，使得投資越發(fā)分散，從而降低銀行風險[25]。而Aikman、Haldane和Nelson(2015)提出銀行規(guī)模越大，風險管理技術越高，然而這也只不過會使風險轉(zhuǎn)移而不會消失，相反會使風險累加，且伴隨規(guī)模的擴張，委托代理問題會出現(xiàn)，從而增加銀行風險，沖擊穩(wěn)定性[26]。

(2)銀行集中度。銀行集中度cr是衡量銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的指標，通過計算銀行體系最大的前幾個銀行資產(chǎn)額占整個體系資產(chǎn)額的比例來反映銀行體系的集中度，該比例越高，表示銀行業(yè)集中度越高。最初這一指標選用最大的前三個銀行資產(chǎn)額占比來計算，但考慮到我國長期以來的四大國有商業(yè)銀行的主導支配地位，本文選取最大的前四個銀行資產(chǎn)額占比來反映集中度，即cr4,t。

(3)經(jīng)濟增長率。為了解宏觀經(jīng)濟環(huán)境對銀行脆弱性的影響，文中選取經(jīng)濟增長率gdpgw指標作為代理變量。Schularick和Taylor(2009)認為寬松的宏觀經(jīng)濟下，伴隨經(jīng)濟景氣上升，形成樂觀預期，各銀行均有擴張信貸的沖動，從而為銀行穩(wěn)健性埋下隱患[27]。

(4)流動資產(chǎn)占比。流動資產(chǎn)占比是衡量銀行資產(chǎn)流動性的重要指標。Diamond和Dybvig(1983)在其經(jīng)典D-D模型中指出銀行“借短貸長”的經(jīng)營模式經(jīng)常使銀行陷于“擠兌式”平衡，并進一步認為銀行這種缺乏流動性的資產(chǎn)負債管理和儲戶對流動性需求的非確定性使其天然具有脆弱性，不利于銀行的穩(wěn)定[28]。但也有學者得出相反結(jié)論，認為銀行資產(chǎn)流動性的增強不僅難以增加銀行穩(wěn)健性，在危機時期可能會降低銀行穩(wěn)健性。因此，已有文獻中，有關資產(chǎn)流動性對銀行穩(wěn)健性的影響并未達成一致。

(5)非利息收入占比。本文引入非利息收入占比(即利息收入與營業(yè)收入的比值)來反映銀行的業(yè)務結(jié)構(gòu)特征，銀行的業(yè)務結(jié)構(gòu)綜合反映了銀行各項業(yè)務的風險與收益，對銀行穩(wěn)健性有重要影響。此外，業(yè)務結(jié)構(gòu)還反映了銀行拓展收入來源的能力。

(6)凈息差。凈息差，即銀行的凈利息收入(利息收入減去利息支出)除以銀行生息資產(chǎn)，是我國商業(yè)銀行最主要的利潤來源。凈息差水平及其變動是衡量我國商業(yè)銀行資產(chǎn)盈利能力及收益安全性的重要指標，因此，凈息差對銀行穩(wěn)健性有重要影響。

(7)M2增長率。Altunbas、Gambacorta和Marques-Ibanez(2010)的研究中指出貨幣政策對銀行風險有顯著影響[29]，本文引入貨幣供應量增長率作為貨幣政策的代理變量，該指標的高低反映貨幣政策的松緊，高的M2增長率表示貨幣政策較為寬松，而低的M2增長率則表示穩(wěn)健的貨幣政策。

本文選取2005～2013年我國64家商業(yè)銀行的平行面板數(shù)據(jù)，其中上市銀行均在境內(nèi)A股上市，我國商業(yè)銀行比如徽商銀行選擇在我國香港上市，本文樣本中未納入港股上市的商業(yè)銀行，主要是考慮到其上市時間較短，且數(shù)量較少，所受到的監(jiān)管政策存在一些差別。本文研究樣本包括北京銀行、中國工商銀行、民生銀行等上市銀行及廣發(fā)銀行、杭州銀行等非上市銀行。文中使用的銀行數(shù)據(jù)來源于Bankscope數(shù)據(jù)庫、銀行年報及Wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局各年統(tǒng)計年鑒及CCER數(shù)據(jù)庫。文中主要變量的統(tǒng)計性描述如表1。

表1　　各變量描述統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)確定門檻個數(shù)

借鑒Hansen(1999)的做法[24]，對以上模型進行最小二乘估計，并分別假設存在1、2和3個門檻

值，表2報告了其對應的F統(tǒng)計量和通過自抽樣得到的P值。表2顯示，單一門檻效應的F統(tǒng)計值在1%的顯著性水平上通過檢驗，相應的自抽樣P值為0.000，而雙重門檻及三重門檻效應未通過檢驗，自抽樣P值分別為0.143和0.177。因此本文基于單一門檻模型進行分析。

表3報告了對應1、2和3個門檻值的95%的置信區(qū)間，單一門檻模型對應的置信區(qū)間較窄，證明單一門檻模型劃分的區(qū)間是合理的。因此資本充足率與銀行穩(wěn)健性之間存在門檻效應，二者不是簡單的線性關系，而是存在非線性影響。

表2　　門檻自抽樣檢驗

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平，P值及臨界值均采用Bootstrap反復抽樣300次獲得。

表3 門檻值估計結(jié)果

門檻參數(shù)估計值其實就是似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時對應的γ取值，圖1顯示，當γ取值為12.8時滿足LR為零，因此12.8為單一門檻估計值，其95%的置信區(qū)間由LR值小于5%顯著水平對應臨界值7.35(圖1中的虛線)的γ構(gòu)成的區(qū)間。

圖1　門檻估計值及置信區(qū)間

本文進一步考察了門檻效應在上市銀行和非上市銀行中是否同時存在，表4和表6分別報告了48家非上市銀行與16家上市銀行中門檻自抽樣檢驗結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)非上市銀行中單一門檻效應的F統(tǒng)計值在1%的顯著性水平上通過檢驗(表4)，相應的自抽樣P值為0.000，而且在其對應的95%的置信區(qū)間較窄(表4)，說明單一門檻模型劃分的區(qū)間合理。因此在我國非上市銀行中存在資本充足率與銀行穩(wěn)健性之間的門檻效應。同時我們也發(fā)現(xiàn)上市銀行中單一門檻效應的F統(tǒng)計值在1%和5%的顯著性水平上均未通過檢驗，但10%的顯著性水平上通過檢驗(表6)。因此在我國上市銀行中也存在資本充足率與銀行穩(wěn)健性之間的門檻效應。

表4　　　非上市銀行門檻自抽樣檢驗

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平，P值及臨界值均采用Bootstrap反復抽樣300次獲得

表5　　　非上市銀行門檻值估計結(jié)果

圖2　非上市銀行門檻估計值及置信區(qū)間

(二)估計結(jié)果與分析

模型參數(shù)估計、同方差設定下的t值(tols)及異方差設定下的t值(twhite)列示于表8。

1.門檻變量的估計結(jié)果與分析

以上確定門檻數(shù)目及其置信區(qū)間的分析顯示：在我國，所有銀行、上市銀行及非上市銀行三類樣本分組中均存在單一門檻。根據(jù)估計出的門檻值我們將資本充足率監(jiān)管區(qū)分為高水平和低水平兩種狀態(tài)。表8顯示，在所有銀行與上市銀行中，不論資本充足率位于高水平還是低水平，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性均呈現(xiàn)負相關。這說明不論銀行資本充足與否，資本充足率監(jiān)管的加強均會對銀行穩(wěn)健性帶來影響，而且這種影響呈現(xiàn)非線性特征，即存在門檻效應。在低水平的資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管壓力的提升對銀行穩(wěn)健性的沖擊較大。而在高水平的資本充足狀態(tài)下，加強資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響偏小。這說明資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響會因銀行資本充足水平的不同而存在差異，這種關系是動態(tài)變化的，而不是固定不變，這與李勇和王滿倉(2012)的結(jié)論是一致的[30]。

表6　　　上市銀行門檻自抽樣檢驗

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平，P值及臨界值均采用Bootstrap反復抽樣300次獲得。

表7上市銀行門檻值估計結(jié)果

模型估計值95%置信區(qū)間單一門檻模型11.390[8.880,13.900]雙重門檻模型ITO112.830[8.880,24.120]ITO211.390[8.880,24.120]三重門檻模型14.350[8.880,24.120]

圖3　上市銀行門檻估計值及置信區(qū)間

我們進一步分析發(fā)現(xiàn)，我國非上市銀行中資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系不僅存在門檻特征，而且在高、低兩種資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性影響的方向不同。在資本較不充足時，加強監(jiān)管，會刺激銀行增加高風險資產(chǎn)以彌補預期收益的減少，從而對銀行穩(wěn)健性帶來負向影響。而在資本較為充足時，監(jiān)管壓力與銀行穩(wěn)健性呈現(xiàn)正向關系，高的資本充足率監(jiān)管將使銀行自有資本承擔損失，而非上市銀行不存在上市銀行中的管理者與股東的目標嚴重偏離，內(nèi)部人控制問題較少發(fā)生，因此資本充足率監(jiān)管水平的提高會迫使銀行的投資決策更加謹慎，從而有效降低銀行風險，維持銀行穩(wěn)健性，該結(jié)果與Laeven和Levine(2009)的研究類似[19]。

估計結(jié)果還表明，在資本不足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的負向影響更大。這表明，即使銀行意識到其資本水平已接近監(jiān)管標準，即將受到干預，但對監(jiān)管壓力的反應仍不充分?？赡艿脑蛴校皇琴Y本不足的銀行相對資本充足銀行有更強的風險意愿，不排除“以小博大”的賭徒心理，從而更易實施較大的風險行為；二是目前我國的監(jiān)管措施的實施可能存在滯后，從而使得監(jiān)管效果不盡如人意；三是監(jiān)管干預對銀行經(jīng)營成本的提升未達到銀行預期。這一結(jié)果有一定的政策啟示：監(jiān)管機構(gòu)在制定相關政策時，要充分考慮到政策執(zhí)行的滯后及干預對銀行成本影響的大小，監(jiān)管要起到防患未然的作用。

2.控制變量的估計結(jié)果與分析

(1)宏觀經(jīng)濟環(huán)境及銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)對銀行穩(wěn)健性的影響。表8中，經(jīng)濟增長率與銀行穩(wěn)健性呈現(xiàn)正相關，說明經(jīng)濟景氣期，有利于維持銀行穩(wěn)健性運行，而經(jīng)濟環(huán)境惡化時，銀行風險也逐漸凸顯，對銀行穩(wěn)健性帶來沖擊。進一步分析，相對于非上市銀行，上市銀行中經(jīng)濟增長對銀行穩(wěn)健性的正向影響更大。這表明我國商業(yè)銀行行為具有順周期特征。銀行業(yè)集中度與銀行穩(wěn)健性呈現(xiàn)負相關，實證結(jié)果支持了“集中脆弱論”。這主要是由于銀行集中雖然能夠帶來壟斷收益，但同時集中也提高了利率，這增加了借款人的逆向選擇概率，使銀行資產(chǎn)質(zhì)量惡化，對銀行穩(wěn)健性帶來不利沖擊。這一結(jié)果與Soedarmono、Machrouh和Tarazi(2013)的研究結(jié)論是一致的[31]。表8還顯示，相比非上市銀行，上市銀行的穩(wěn)定受銀行業(yè)集中度影響更大，這可能是由于上市銀行的投融資渠道更加廣泛，監(jiān)管難度增加，從而使得其更容易采取高風險行為以博得增加收入的機會，以攫取壟斷利益。此外，M2增長率與銀行穩(wěn)健性呈負相關，表明M2的高增長，即寬松貨幣政策下，刺激銀行過多的風險行為，會給銀行穩(wěn)健性帶來沖擊，這一結(jié)論與張筱峰、王健康和陶金(2008)的結(jié)論一致[32]。這主要是由于快速增長的貨幣供應刺激資產(chǎn)價格迅速上漲，使得經(jīng)濟中泡沫成分增加，當這種增長速度一旦無法維持，資產(chǎn)價格的上漲就會終止，甚至下跌，從而對銀行穩(wěn)健性造成沖擊。該實證結(jié)果的政策含義如下：相關政策應保持貨幣供應量的平穩(wěn)增長，以降低其對銀行穩(wěn)健性的負面影響；應鼓勵銀行業(yè)加強競爭以降低行業(yè)集中度，從而削弱其對銀行穩(wěn)健性的負面影響；應加強對上市銀行的監(jiān)管，以避免其不當運用自身優(yōu)勢獲取超額收益。

表8　　　模型的參數(shù)估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

(2) 銀行個體特征對銀行穩(wěn)健性的影響?；貧w結(jié)果顯示我國銀行存貸比、資產(chǎn)規(guī)模及流動性資產(chǎn)占比對其穩(wěn)定性的影響不顯著。凈息差與銀行穩(wěn)健性存在負相關，而非利息收入占比與銀行穩(wěn)健性呈顯著正相關，這表明銀行業(yè)務的持續(xù)創(chuàng)新不斷優(yōu)化了要素資源的優(yōu)化組合，而且能夠有效規(guī)避風險，從而成為維持銀行安全的重要途徑。該結(jié)果與石睿(2011)[33]、Horne(1985)[34]的研究結(jié)論一致。

本文的門檻模型未引入滯后期，可能會引發(fā)互為因果的內(nèi)生性問題，為了對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗，文章引入虛擬變量，以高于各組門檻值作為虛擬變量的設定標準，同時考慮加入銀行穩(wěn)健性的滯后一期構(gòu)建動態(tài)面板估計模型：

Zscorei,t=β0+β1L.Zscorei,t-1+β2cari,t+β3cari,t_d1+β4cr4,t+β5rcpi,t+β6gdpgwt+

β7liquiddpi,t+β8lnasseti,t+β9m2gwt+β10nrpi,t+θt+εi,t

(7)

式(7)估計結(jié)果列示于表9。表9顯示，擾動項差分序列二階自相關的Abond檢驗及工具變量過度識別問題的Sargan檢驗均滿足，表明本文的動態(tài)GMM估計算法合理可用，資本充足率及其與虛擬變量的乘積項對銀行穩(wěn)健性均有顯著影響，表明以門檻值為分界線，三組樣本中資本充足率對銀行穩(wěn)健性均存在非線性的關系。在所有銀行與上市銀行分組中，不論銀行資本充足與否，資本充足率監(jiān)管的加強均會對銀行穩(wěn)健性帶來負向影響，但在低水平的資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管壓力的提升對銀行穩(wěn)健性的沖擊較大；而非上市銀分組中，在高、低兩種資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性影響的方向相反，具體來說，在資本充足水平較低時，加強監(jiān)管會對銀行穩(wěn)健性帶來負向影響，而資本充足水平較高時，監(jiān)管壓力與銀行穩(wěn)健性呈現(xiàn)正向關系。以上研究結(jié)果支持了本文結(jié)論：在我國，所有銀行、上市銀行及非上市銀行三類樣本分組中均存在單一門檻，表明前文的實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表9　　　穩(wěn)健性檢驗

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文在綜述國內(nèi)外理論及實證文獻的基礎上，采用我國2005～2013年64家商業(yè)銀行的微觀數(shù)據(jù)，運用Hansen發(fā)展的面板門檻模型，研究了在不同資本充足水平下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響。面板門檻模型基于數(shù)據(jù)本身特點內(nèi)生劃分區(qū)間，從而有效避免了人為劃分資本充足水平的偏誤。

本文研究結(jié)果表明，在我國，所有銀行、上市銀行及非上市銀行三類樣本分組中均存在單一門檻效應。在所有銀行與上市銀行樣本中，不論資本充足率位于高水平還是低水平，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性均呈現(xiàn)負相關，但相關系數(shù)呈現(xiàn)非線性特征。具體來看，在低水平的資本充足狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管壓力的提升對銀行穩(wěn)健性的沖擊較大；而在高水平的資本充足狀態(tài)下，加強資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響偏小，這表明資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性的影響會因銀行資本充足水平的不同而存在差異。我國非上市銀行樣本中，資本充足率監(jiān)管與銀行穩(wěn)健性的關系不僅存在門檻特征，而且在高、低兩種資本充足率狀態(tài)下，資本充足率監(jiān)管對銀行穩(wěn)健性影響的方向不同。在資本較不充足時，加強監(jiān)管，會刺激銀行增加高風險資產(chǎn)以彌補預期收益的減少，從而對銀行穩(wěn)健性帶來負向影響。而在資本較為充足時，監(jiān)管壓力與銀行穩(wěn)健性呈現(xiàn)正向關系，這主要是由于高的資本充足率監(jiān)管將使銀行自有資本承擔損失，而非上市銀行不存在上市銀行中的管理者與股東的目標嚴重偏離，內(nèi)部人控制問題較少發(fā)生，因此資本充足率監(jiān)管水平的提高會迫使銀行的投資決策更加謹慎，從而有效降低銀行風險，維持銀行穩(wěn)健性。

基于以上結(jié)論，我們認為在制定銀行穩(wěn)健性政策時值得考慮以下幾點：

第一，由于在我國上市銀行與非上市銀行中，銀行穩(wěn)健性對資本充足率監(jiān)管的響應存在差異，因此政策應避免出現(xiàn)“一刀切”，可以針對銀行是否上市制定不同的資本充足率要求。否則一味地提高或降低資本充足率要求不僅難以獲得銀行穩(wěn)健性，而且可能帶來沖擊。

第二，針對非上市銀行，在不同的資本充足水平下，銀行穩(wěn)健性對資本充足率監(jiān)管要求存在兩種相反的響應，因此監(jiān)管機構(gòu)在制定相關政策時，需要了解其已有的資本充足水平的高低，以防政策效果與預期偏離。

第三，應加強對金融市場的引導和監(jiān)督，積極建立類似宏觀審慎監(jiān)管、商業(yè)銀行壓力測試等常規(guī)監(jiān)管制度，全方位地促進銀行穩(wěn)健性，積極關注杠桿率、覆蓋率、資本充足率以及核心資本充足率等指標。

第四，在鼓勵商業(yè)銀行進行各項創(chuàng)新提升經(jīng)營效率的同時，要對其杠桿率及各項表外業(yè)務進行合理的引導與限制，將風險控制在可控范圍內(nèi)，并要重點關注其資本充足率水平。

第五，建立完善的信息披露制度，對銀行經(jīng)營形成有效的輿論監(jiān)督，從而強化其加強資本充足水平的動機。

注釋：

①文中使用的銀行數(shù)據(jù)來源于Bankscope數(shù)據(jù)庫、銀行年報及Wind數(shù)據(jù)庫。

②其他變量數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局各年統(tǒng)計年鑒及ccer數(shù)據(jù)庫計算得出。

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(責任編輯：肖加元)

中圖分類號：F830.9

文獻標識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)03-0060-11

作者簡介：李夢花(1982— )，女，山西絳縣人，山西財經(jīng)大學經(jīng)濟學院講師，博士；

基金項目：國家社會科學基金重大項目“我國發(fā)展實體經(jīng)濟戰(zhàn)略、政策和制度研究——基于實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟數(shù)量關系的視角”(13&ZD018)；山西省高等學校哲學社科研究一般項目“股指期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)效率及其非線性動態(tài)過程研究”(2016202)；“商業(yè)銀行不穩(wěn)定性分析與金融危機的觸發(fā)及預防(2016237)。

收稿日期：2016-03-29

聶思玥(1982— )，男，江西新干人，山西大學經(jīng)濟與管理學院講師，博士。