■陳偉平，張 娜

本文納入資本充足率要求、懲罰力度和貨幣政策變量來構建動態(tài)一般均衡拓展模型，剖析了貨幣政策與資本監(jiān)管交互效應對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響機制，并提出假設對其進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：從金融穩(wěn)定角度看，無論是數(shù)量型工具還是價格型工具作為貨幣政策代理變量，貨幣政策周期都是非中性的，寬松的貨幣政策促進了商業(yè)銀行的風險承擔行為；資本監(jiān)管能有效防范監(jiān)管范圍內(nèi)商業(yè)銀行業(yè)務的風險；貨幣政策和資本監(jiān)管對不同類型商業(yè)銀行風險承擔的影響存在差異。研究還發(fā)現(xiàn)：貨幣政策與資本監(jiān)管具有互補性，隨著資本監(jiān)管壓力的提高，商業(yè)銀行風險承擔行為對貨幣政策的敏感性增加，有利于緊縮性貨幣政策發(fā)揮風險抑制作用；金融危機后，貨幣政策與逆周期資本監(jiān)管的協(xié)調(diào)機制得以加強，增強了銀行體系的穩(wěn)定性。

一、問題的提出

2008年國際金融危機的爆發(fā)，引起了學術界和監(jiān)管當局深刻反思，認為以物價穩(wěn)定為目標的貨幣政策和以個體風險防范為核心的資本監(jiān)管所形成的傳統(tǒng)金融管理框架，不能保證銀行體系和實體經(jīng)濟整體穩(wěn)定，存在諸多缺陷。為此，2010年12月，巴塞爾委員會發(fā)布了《巴塞爾協(xié)議Ⅲ》，提出了逆周期資本監(jiān)管等一系列宏觀審慎監(jiān)管工具，以提升商業(yè)銀行在經(jīng)濟下行時期吸收損失的能力。巴塞爾協(xié)議Ⅲ的出臺使貨幣政策和資本監(jiān)管的界限變得模糊，這就要求統(tǒng)籌協(xié)調(diào)貨幣政策和資本監(jiān)管。尤其是黨的十九大后，如何在雙支柱調(diào)控框架下，加強貨幣政策和逆周期資本監(jiān)管的協(xié)調(diào)，對于防范金融體系風險尤為重要。但理論界和實務界對一些核心學術問題仍缺乏深入研究。例如，貨幣政策與資本監(jiān)管的交互作用如何影響商業(yè)銀行風險承擔行為，且兩者發(fā)揮作用時是否存在重疊或摩擦？貨幣政策與逆周期資本監(jiān)管如何協(xié)調(diào)配合？這些問題對監(jiān)管機構提出了全新挑戰(zhàn)和更高要求?，F(xiàn)有研究就資本監(jiān)管與貨幣政策的交互作用已取得一些共識，但還存在不足：第一，分析資本監(jiān)管如何改變貨幣政策對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響機理時，現(xiàn)有文獻大多采用一般均衡框架，缺乏微觀基礎，并且較少考慮監(jiān)管懲罰。第二，相關文獻較多使用價格型貨幣政策工具，較少全面考察價格型和數(shù)量型貨幣政策工具與資本監(jiān)管的交互效應對商業(yè)銀行風險承擔的影響是否存在差異。第三，金融危機后，國際國內(nèi)監(jiān)管實踐更多強調(diào)貨幣政策與逆周期資本監(jiān)管的相互配合問題，現(xiàn)有文獻較少考慮監(jiān)管舉措變化的影響。

為此，本文構建動態(tài)一般均衡拓展模型進行理論機制分析，選取中國2005～2016年67家商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，試圖回答兩個問題：（1）貨幣政策與資本監(jiān)管的協(xié)調(diào)配合如何影響商業(yè)銀行風險承擔行為？（2）金融危機前后，兩種政策在防范商業(yè)銀行風險承擔時協(xié)調(diào)效果是否存在差異？此外，本文還分析了不同貨幣政策工具（價格型工具和數(shù)量型工具）對商業(yè)銀行風險承擔的影響是否不同。

與現(xiàn)有文獻相比，本文從以下三個方面進行改進和創(chuàng)新：第一，本文納入監(jiān)管當局的資本充足率要求、懲罰力度變量和中央銀行的貨幣政策變量，修正包含家庭、廠商、商業(yè)銀行和中央銀行部門的動態(tài)一般均衡模型，構建出新的理論分析框架，探討資本監(jiān)管如何改變貨幣政策對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響。第二，在貨幣政策執(zhí)行上，中國采用的是數(shù)量與價格相結合的混合型貨幣政策規(guī)則，隨著利率市場化的不斷推進，逐漸從數(shù)量型為主向價格型為主轉(zhuǎn)變，故而本文考慮不同貨幣政策工具（價格型工具和數(shù)量型工具）與資本監(jiān)管交互作用對商業(yè)銀行風險承擔的影響，探討相互之間如何協(xié)調(diào)。第三，考慮到金融危機后，全球監(jiān)管標準更多側(cè)重宏觀審慎視角，本文引入三重交互項進一步研究金融危機前后貨幣政策與資本監(jiān)管交互作用對商業(yè)銀行風險偏好的影響是否存在差異。

二、理論模型與假設提出

（一）動態(tài)一般均衡模型的構建

1.家庭

代表性家庭將每個時點的收入分配于消費C和資產(chǎn)組合，資產(chǎn)組合包括商業(yè)銀行存款D、持有銀行股權SB和持有廠商股權SF，在時刻0分別為D0、S0B、S0F，假定初始變量嚴格非負。rD為名義存款利率，π為通貨膨脹率，rD-π為實際存款利率，iB為銀行股權回報率，iF為廠商股權回報率，pB為銀行股權相對于消費品的價格，pF為廠商股權相對于消費品的價格，政府為家庭提供一次性轉(zhuǎn)移支付TR。

假設一個永久生存的代表性家庭最大化目標函數(shù)為：

其中，瞬時效用函數(shù)的表達式為u（C（t））=（C（t）1-θ）/（1-θ），ρ為主觀貼現(xiàn)因子，變量上加點表示其對時間的導數(shù)，如代表dD（t）/dt的簡寫形式。代表性家庭在預算約束下選擇C、D、SF、SB的路徑來最大化其終生效用。構造拉格朗日函數(shù)，拉格朗日乘子λ并不是常數(shù)，而呈現(xiàn)為t的函數(shù)，把拉格朗日乘子處理為附加狀態(tài)變量，滿足歐拉—拉格朗日方程，可得：

λ為與預算約束相關影子價格，式（2）為家庭消費的最優(yōu)條件，式（3）為家庭在銀行存款的最優(yōu)條件，式（4）、（5）分別為家庭持有廠商股權和銀行股權的最優(yōu)條件。

2.廠商

假設代表性廠商的生產(chǎn)函數(shù)表達式為f（K，P，L）=AKαPβLγ，A為固定的知識量或勞動效率，K為資本，L為銀行貸款，有效銀行貸款隨履約率P的提高而增加，假設α＞0，β＞1，γ＜1，0＜α+γ＜1。廠商的稅后利潤要么以股利形式分配給股東，要么作為留存盈余REF用于擴大投資I，廠商有兩種外部資金來源：銀行借款或通過發(fā)行股權方式向家庭直接融資，廠商面臨的融資約束為，每期資本折舊的比例為d，故I=+dK。為簡便起見，假設資本投資不存在調(diào)整成本，廠商面臨的動態(tài)最優(yōu)化可簡化為如下目標函數(shù)：

廠商在時刻0的資本、貸款分別為K0、L0，rL-rD為廠商向銀行申請貸款購買投資設備而沒有直接投資的機會成本。對式（6）分別求πF關于K、L的偏導，可得：

其中，fK=AαKα-1PβLγ，fL=AγKαPβLγ-1，式（7）表明增加資本的邊際收益等于機會成本，式（8）表明增加貸款的邊際收益等于機會成本。

3.銀行

假設代表性銀行資產(chǎn)負債表為：R+G+PL=D+E。其中，R為銀行存款準備金，L為銀行貸款，G為政府債券，D為存款，E為銀行資本。為方便起見，假設貸款風險權重為100%，政府債券風險權重為0%，政府債券收益率為rG。貸款以P的概率獲得投資收益rL，以1-P的概率獲得投資收益0，其中rL＞rG＞1。目前，中國采取有浮動的利率政策。假設：存款數(shù)量D和存款利率rD是內(nèi)生的；rE為資本成本，是外生給定的。央行法定存款準備金率要求為R≥?D，假設銀行的稅后利潤要么以股利形式分配給股東，要么作為留存盈余REB，參照Kopecky&VanHoose（2006）的做法，貸款、政府債券、存款和資本金的管理成本分別為二次型函數(shù)αL/2L2、αG/2G2、αD/2D2和αE/2E2。監(jiān)管當局要求銀行的資本金必須達到ER＞k0L，否則會受到懲罰，其中k0是監(jiān)管當局最低資本充足率要求，為外生變量。假設存在一個非負的懲罰概率Q（E-k0L），Q′＜0，Q″＞0，Q′″=0。V表示罰金，為外生變量，取決于監(jiān)管當局的懲罰力度，銀行面臨的懲罰函數(shù)為Q（E-k0L）V。

為簡便起見，商業(yè)銀行面臨的動態(tài)最優(yōu)化可以簡化為如下目標函數(shù)和約束條件：

構建拉格朗日函數(shù)并求導，得到：

式（10）表示銀行最優(yōu)存款需求，（11）表示銀行最優(yōu)貸款供給。

4.中央銀行

從目前的貨幣政策實踐看，中國人民銀行同時采用貨幣政策價格工具和數(shù)量工具，以實現(xiàn)價格穩(wěn)定和金融穩(wěn)定雙重目標。與相關文獻不同，本文同時納入利率和數(shù)量兩種操作工具。假設中央銀行的資產(chǎn)負債表恒等式為：A=R+G，負債項包含存款準備金R和政府債券G，資產(chǎn)項僅包含證券。高能貨幣等于銀行存款準備金R，即H=R=?D，高能貨幣的控制規(guī)則為：H·/H=μ-π，μ是高能貨幣增長率，貨幣當局通過調(diào)整rG來控制政府債券的數(shù)量G，所以rG可以作為控制高能貨幣的貨幣政策，政府的花費為一次性轉(zhuǎn)移支付，政府收益來自公開市場操作的實際利息收入。政府的預算約束為：

（二）貨幣政策、資本監(jiān)管對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響機理

假設經(jīng)濟是封閉的，凈出口和政府購買為0，當最終商品市場處于均衡狀態(tài)時，社會總產(chǎn)出等于家庭消費、投資、貸款管理成本、政府債券管理成本、存款管理成本和資本金管理成本之和，并考慮I=K·+dK，D=A+PL-E，整理可得商品市場均衡的條件：

結合式（2）和（3），令1/C=γeρt=η，可以推得：

式（14）的經(jīng)濟學含義為家庭存款供給的最優(yōu)條件，也被稱為最大化問題的歐拉方程。當式（14）家庭存款供給與式（10）銀行存款需求相等時，存款市場達到均衡狀態(tài)：

當式（8）廠商貸款需求與式（11）銀行貸款供給相等時，銀行貸款市場達到均衡狀態(tài)：

將式（10）代入式（16）中，可得：

對式（17）求關于的偏導，可得：

當商業(yè)銀行的資本充足率明顯超過監(jiān)管要求時，適度提高資本充足率要求不會導致商業(yè)銀行資本滑落到臨界點，為了得到較高的預期收益率，商業(yè)銀行減少風險資產(chǎn)的意愿不強。當監(jiān)管當局提高資本充足率要求，對達不到要求的商業(yè)銀行輔以監(jiān)管懲罰，并且懲罰力度V＞-（Aγ（β-1）KαPβLγ-1+P2? αGL+P2αDL-2αLL）/Q′k0時，式（18）的分子項小于0，分母項大于0，故dP/dK0＞0。上述結果表明，當監(jiān)管當局強化對資本不足商業(yè)銀行的各項懲罰安排，則調(diào)整資產(chǎn)組合、降低貸款風險成為商業(yè)銀行的理性選擇，此時資本監(jiān)管會促進商業(yè)銀行形成降低風險的約束機制。

對式（17）求P關于rG、?的偏導，可得：

當懲罰力度V＞-（Aγ（β-1）KαPβLγ-1+P2? αGL+P2αDL-2αLL）/Q′k0時，式（19）、（20）的分子項大于0，分母項大于0，故dP/drG＞0、dP/d? ＞0。上述結果表明，一方面，提高政府債券利率可以促使無風險資產(chǎn)收益率上升，借款人資產(chǎn)和抵押品價值降低，商業(yè)銀行對高風險資產(chǎn)的需求減少，風險偏好降低。另一方面，提高政府債券可以使邊際利潤和存貸利差增加，商業(yè)銀行可能提高借貸標準，降低資產(chǎn)組合風險。當中央銀行采取緊縮性貨幣政策，提高法定存款準備金率要求時，信貸市場上資金比較緊張，商業(yè)銀行會內(nèi)生地增加風險厭惡程度，提高信貸標準并降低未知客戶信用評級，從而降低資產(chǎn)組合風險。據(jù)此，本文提出研究假設：

假設1：監(jiān)管當局加強資本監(jiān)管時，會提升商業(yè)銀行資本監(jiān)管壓力，有利于抑制風險承擔行為；而且，無論采用價格型還是數(shù)量型工具，緊縮的貨幣政策會促使商業(yè)銀行減少風險承擔意愿。

（三）貨幣政策與資本監(jiān)管交互作用對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響機理

對式（19）、（20）求k0的導數(shù)，得到：

其中，H=Aγβ（β-1）KαPβ-1Lγ-1-2P ? αGL-2PαDL。

當懲罰力度V＞-（Aγ（β-1）KαPβLγ-1+P2? αGL+P2αDL-2αLL）/Q′k0時，式（21）、（22）的 ?2P/?rG?k0＞上述結果表明，隨著監(jiān)管當局資本充足率要求的提高，貸款履約概率對政府債券利率或法定存款準備金率的敏感度（彈性）增加。當rG（?）和k0增加時，緊縮性貨幣政策會增加貸款履約概率，降低貸款風險，提高資本充足率要求會使dP/drG（或dP/d?）變大，貨幣政策對貸款履約概率的獨立作用與兩者交互作用疊加，有利于緊縮性貨幣政策抑制商業(yè)銀行風險承擔行為。當rG（?）減少，k0增加時，中央銀行降低政府債券利率或法定存款準備金率，貸款履約概率下降，若此時監(jiān)管當局提高資本充足率要求，會使得dP/drG（或dP/d?）變大，導致寬松貨幣政策環(huán)境下商業(yè)銀行更為冒險。也就是說，貨幣政策與資本監(jiān)管對商業(yè)銀行風險承擔的影響具有互補作用，為了維護金融穩(wěn)定，需加強貨幣政策和監(jiān)管政策的協(xié)調(diào)，發(fā)揮兩者之間的協(xié)同效應。據(jù)此，本文提出研究假設：

假設2：提高資本監(jiān)管要求，有利于緊縮性貨幣政策發(fā)揮風險抑制作用，但會導致寬松貨幣政策下商業(yè)銀行更為冒險。

2010年，巴塞爾協(xié)議Ⅲ頒布，中國銀監(jiān)會立足于本國銀行業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，積極推動更靈活、更全面和更多維度的監(jiān)管體系，確立了微觀審慎和宏觀審慎相結合的金融監(jiān)管新模式?？紤]到貨幣政策和逆周期資本監(jiān)管擁有不同的政策目標和政策工具，兩者難以相互替代，2013年8月，國務院恢復成立金融監(jiān)管協(xié)調(diào)部級聯(lián)席會議制度，首要職責是加強貨幣政策與監(jiān)管政策之間的協(xié)調(diào)，這有利于增強銀行體系的穩(wěn)健性。也就是說，金融危機后，貨幣政策與逆周期資本監(jiān)管相互協(xié)調(diào)機制的執(zhí)行，有助于抑制商業(yè)銀行面臨的單體風險和系統(tǒng)性風險。據(jù)此，本文提出研究假設：

假設3：金融危機后，貨幣政策與逆周期資本監(jiān)管協(xié)調(diào)機制得以加強，兩者的互為補充有利于防范商業(yè)銀行風險。

三、研究設計

（一）計量模型的設定

考慮到商業(yè)銀行風險承擔行為是個連續(xù)調(diào)整變量，本文對De Moraes et al.（2016）的實證模型進行改進，建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)基準模型，檢驗資本監(jiān)管、貨幣政策對中國商業(yè)銀行風險承擔行為的影響。

其中，i=1，2，…，N表示銀行家數(shù)，t表示年份，ηi表示時間固定效果項，εi，t表示隨機誤差項。被解釋變量為商業(yè)銀行風險承擔行為變量RISKit，核心解釋變量為資本監(jiān)管變量REGi，t-1和貨幣政策變量MPt-1，重點探討系數(shù)α1和α2的顯著性及符號。

在模型（23）基礎上，以城市商業(yè)銀行為基準組，引入國有控股銀行虛擬變量STATA和股份制銀行虛擬變量JOINT，構建資本監(jiān)管壓力與虛擬變量交互項、貨幣政策與虛擬變量交互項，分析貨幣政策、資本監(jiān)管對不同類型商業(yè)銀行風險承擔行為的影響，重點探討系數(shù)α5、α6、α7、α8的顯著性和正負號。

在模型（23）的基礎上，引入貨幣政策與資本監(jiān)管的交互項，以識別兩者交互作用對商業(yè)銀行風險承擔的影響，重點探討系數(shù)α3的顯著性和正負號。

本文引入時間虛擬變量C，2008年及以前取值為0，之后取值為1，構建貨幣政策、資本監(jiān)管和時間虛擬變量三重交互項，重點探討系數(shù)α6的顯著性和正負號，分析金融危機后審慎監(jiān)管政策的推出是否有利于貨幣政策與資本監(jiān)管兩者協(xié)調(diào)效應的風險防范作用。

（二）變量的選取

1.被解釋變量（RISK）?，F(xiàn)有文獻主要選擇Z值、風險加權資產(chǎn)比率和不良貸款率等作為風險承擔度量指標（Laeven&Levine，2009）?？紤]數(shù)據(jù)可得性，本文使用Z值作為代理變量，定義為Zit=σi（ROAit）/[ROAit+（E/A）it]。其中，ROAit為資產(chǎn)收益率，（E/A）it為權益資產(chǎn)比，σi（ROAit）為資產(chǎn)收益率的標準差。借鑒Laeven&Levine（2009）的做法，使用3年的數(shù)據(jù)滾動計算，該指數(shù)值越大，則風險越大。風險加權資產(chǎn)比率（RWAit）是商業(yè)銀行風險的事前指標，本文采取該指標作為商業(yè)銀行風險承擔的代理變量。不良貸款率（NPLit）是商業(yè)銀行風險的事后指標，本文采用該指標作為穩(wěn)健性檢驗。

2.核心解釋變量（MPt-1和 REGi，t-1）。（1）本文使用的數(shù)量型工具變量為法定存款準備金率RESt-1和貨幣供應量增長率M2t-1，價格型工具變量為1年期貸款基準利率LRt-1和7天銀行間同業(yè)拆借利率SHIBt-1，觀察數(shù)量型工具和價格型工具對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響是否具有一致性。其中，法定存款準備率和1年期貸款基準利率通過時間加權得到。借鑒張成思和孫宇辰（2018）的做法，本文引入信貸總量增長率作為數(shù)量型工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，信貸總量增長率用金融機構各項貸款余額同比增長率表示。（2）資本監(jiān)管代理變量為監(jiān)管壓力，設定為：REGi，t-1=1/CAPi，t-1-1/CAP*。其中，CAPi，t-1表示商業(yè)銀行擁有的實際資本充足率，CAP*表示監(jiān)管部門要求的最低資本充足率。基于中國政策實踐，2005～2012年最低資本充足率要求CAP*設為8%，2013～2016年系統(tǒng)重要性銀行的最低資本要求CAP*分別設為9.5%、9.9%、10.3%、10.7%，其他銀行的最低資本要求CAP*分別設為8.5%、8.9%、9.3%、9.7%，監(jiān)管壓力隨著其取值的增加而增大。在穩(wěn)健性檢驗中，本文引入資本緩沖變量 BUFi，t-1，其等于 CAPi，t-1與CAP*之差。同時，本文引入兩個虛擬變量，分別為資本不足銀行（UNDERCARi，t-1）和資本受約束銀行（CAPCONi，t-1）。如果商業(yè)銀行資本充足率低于最低資本要求，UNDERCAPi，t-1取值為1，否則為 0，其主要面臨懲罰壓力，而如果商業(yè)銀行資本充足率處于CAP*到CAP*+2%之間，CAPCONi，t-1取值為1，否則為0，其主要面臨預警壓力。

3.銀行特征變量（BANKCONi，t-1）。根據(jù)相關文獻，本文引入銀行特征控制變量：流動性比率LIQi，t-1，用流動性資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比表示；資產(chǎn)規(guī)模LNAi，t-1，用資產(chǎn)總額的自然對數(shù)表示；貸款損失準備金率PROi，t-1，用貸款損失準備金與總資產(chǎn)的比例衡量；凈資產(chǎn)收益率ROEi，t-1，用加權平均凈資產(chǎn)收益率衡量；非利息收入占比NONINi，t-1，等于非利息收入除以總收入；成本收入比COSTi，t-1，用業(yè)務及管理費與營業(yè)收入占比衡量。

4.宏觀經(jīng)濟變量。宏觀經(jīng)濟變量包括實際GDP增長率和物價指數(shù)CPI變化率。（1）實際GDP增長率（△GDPi，t-1），國有和股份制銀行采用全國GDP增長率數(shù)據(jù)，城市商業(yè)銀行采用所在地市GDP增長率數(shù)據(jù)。（2）價格指數(shù)CPI變化率（△CPIi，t-1），國有和股份制銀行采用全國CPI數(shù)據(jù)，城市商業(yè)銀行采用所在地市CPI數(shù)據(jù)。

（三）樣本選擇與描述性統(tǒng)計

在Bankscope數(shù)據(jù)庫中，2005年前缺失的數(shù)據(jù)較多，有些商業(yè)銀行數(shù)據(jù)少于5年，故使用3年數(shù)據(jù)滾動計算Z值?；跀?shù)據(jù)可得性，本文研究樣本為2005～2016年期間67家商業(yè)銀行的年度非平衡面板數(shù)據(jù)，包括5家大型國有銀行、12家全國性股份制銀行和50家城市商業(yè)銀行，樣本的選擇具有代表性。商業(yè)銀行風險承擔代理變量和特征控制變量的原始數(shù)據(jù)主要來自Bankscope數(shù)據(jù)庫，同時搜集了對應年份的年報補充部分缺失數(shù)據(jù)。貨幣政策代理變量來自中國人民銀行網(wǎng)站，采用SHIBOR作為貨幣政策代理變量時，樣本期間為2006～2016年，宏觀經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、Wind資訊。為了防止異常值對估計結果影響，對所有連續(xù)型變量進行1%和99%分位數(shù)上的縮尾處理，主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

（一）基準模型回歸結果

由于回歸模型存在被解釋變量的滯后項，內(nèi)生性問題可能導致OLS和面板數(shù)據(jù)模型估計的有偏性和非一致性，為了克服上述問題并提高參數(shù)估計的有效性，本文采用系統(tǒng)廣義矩估計方法（System-GMM）進行回歸，采用Sargan檢驗分析工具變量的使用是否合理，使用AR（1）和AR（2）檢驗擾動項的差分是否具有一階自相關、二階和更高階不存在自相關。從表2可知，Sargan檢驗表明所有的工具變量都符合外生性條件，自相關檢驗表明擾動項差分無法拒絕不存在二階相關性假設。

表2 基準模型的估計結果

1.貨幣政策對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響。從數(shù)量型貨幣政策看，M2增長率的回歸系數(shù)顯著為正，法定存款準備金率RES的回歸系數(shù)顯著為負，這與Delis&Kouretas（2011）的研究結論基本一致，同時也與我國貨幣政策調(diào)控以數(shù)量型工具為主的現(xiàn)實相一致。從價格型貨幣政策看，一年期貸款基準利率LR的回歸系數(shù)不顯著，7天同業(yè)拆借利率SHIBOR的回歸系數(shù)顯著為負，可能的原因在于，一方面，一年期貸款基準利率雖然可以有效調(diào)節(jié)銀行放貸，在利率機制還沒有完全市場化時，很多商業(yè)銀行進行大力度的打折優(yōu)惠，一年期貸款基準利率并不能真實反映貨幣的寬松或緊縮；另一方面，在利率市場化不斷推進中，商業(yè)銀行風險決策越來越多參考商業(yè)銀行和其他金融機構市場化交易的資金價格。總體來看，無論采用數(shù)量型貨幣政策還是價格型代理變量，回歸結果是一致和穩(wěn)健的，寬松貨幣政策的確鼓勵了商業(yè)銀行風險承擔。

2.資本監(jiān)管壓力對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響。資本監(jiān)管壓力REG（-1）的估計系數(shù)為負，模型（4）中t統(tǒng)計量在10%置信水平上顯著，資本監(jiān)管壓力增加1個百分點，商業(yè)銀行風險將下降0.05%，這與Francis&Osborne（2012）的結果基本一致，說明對于監(jiān)管范圍內(nèi)的商業(yè)銀行業(yè)務，資本監(jiān)管能有效防范相應的風險。

（二）貨幣政策、資本監(jiān)管對不同類型商業(yè)銀行風險承擔行為的影響

從表3可以看出，資本監(jiān)管壓力與國有控股銀行虛擬變量交互項的回歸系數(shù)大多顯著為負，表明資本監(jiān)管壓力對國有控股銀行風險承擔行為的約束效應強于城市商業(yè)銀行?？赡艿脑蚴?，國有控股銀行作為系統(tǒng)重要性銀行，對金融安全影響較大，監(jiān)管當局會對其采取更審慎、更嚴格的監(jiān)管措施，面對較大資本監(jiān)管壓力時，國有控股銀行會更謹慎地投資風險資產(chǎn)。資本監(jiān)管壓力與股份制銀行虛擬變量交互項的回歸系數(shù)大多顯著為正，表明資本監(jiān)管壓力對股份制銀行風險承擔行為的約束作用弱于城市商業(yè)銀行?？赡艿慕忉屖牵c立足于地方的城市商業(yè)銀行相比，股份制銀行市場化運作程度更高，面對較大資本監(jiān)管壓力時，更容易通過資本市場外部融資方式補充資本金，風險資產(chǎn)結構調(diào)整幅度相對較少。貨幣政策工具中，法定存款準備金率與國有控股銀行虛擬變量交互項、股份制銀行虛擬變量交互項的回歸系數(shù)顯著為正?？赡艿脑蚴?，城市商業(yè)銀行經(jīng)營具有區(qū)域性特征，資產(chǎn)結構相對單一，與城市商業(yè)銀行相比，國有控股銀行和股份制銀行的風險管理能力更高，貨幣政策調(diào)整帶來的資金壓力變動對兩者的影響更少，在緊縮貨幣政策下其風險承擔意愿較強。

表3 不同類型商業(yè)銀行的估計結果

（三）貨幣政策與資本監(jiān)管交互效應對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響

從表4可知，貸款基準利率與資本監(jiān)管壓力交互項、法定存款準備金率與資本監(jiān)管壓力交互項、同業(yè)拆借利率與資本監(jiān)管壓力交互項的回歸系數(shù)為負，貸款基準利率與資本監(jiān)管壓力交互項回歸系數(shù)不顯著，另外兩個貨幣政策代理變量與資本監(jiān)管壓力交互項回歸系數(shù)顯著，貨幣供應量增長率與資本監(jiān)管壓力交互項的回歸系數(shù)顯著為正，說明貨幣政策對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響依賴于資本監(jiān)管壓力，與理論假設一致。

表4 貨幣政策與資本監(jiān)管交互效應的估計結果

（四）金融危機前后商業(yè)銀行風險承擔行為對比研究：三重交互效應的估計

從表5可以看出，以貸款基準利率、法定存款準備金率作為貨幣政策代理變量時，三重交互項的回歸系數(shù)顯著為負，以貨幣供應量增長率作為貨幣政策代理變量時，三重交互項的回歸系數(shù)顯著為正，說明金融危機后監(jiān)管政策的變化有利于貨幣政策與資本監(jiān)管的協(xié)調(diào)，有助于增強銀行體系的穩(wěn)定性?？赡艿慕忉屖?，本輪金融危機的爆發(fā)充分說明，過去以物價穩(wěn)定為目標的貨幣政策，與強調(diào)資本數(shù)量、質(zhì)量的微觀審慎框架相配合，并不能保證金融穩(wěn)定。本文的實證結果表明，貨幣政策和逆周期資本監(jiān)管政策協(xié)調(diào)機制的進步，使得兩種政策在防范商業(yè)銀行風險承擔方面取得了較好的效果。

（五）以RWA為風險承擔代理變量的回歸結果

為了進一步豐富對商業(yè)銀行風險承擔行為的研究，并提供貨幣政策、資本監(jiān)管以及兩者交互效應對商業(yè)銀行風險承擔影響的更多證據(jù)，本文以風險加權資產(chǎn)比率作為被解釋變量，結果顯示，關鍵性解釋變量貨幣政策、資本監(jiān)管以及交互項的回歸結果與以ZSCORE為風險承擔代理變量時基本一致①限于篇幅，該部分估計結果及以下穩(wěn)健性檢驗的估計結果未給出，留存?zhèn)渌鳌！?/p>

表5 金融危機前后的影響：三重交互效應的估計結果

（六）穩(wěn)健性檢驗

1.其他資本監(jiān)管度量的估計。本文分別引入資本緩沖變量BUF、資本不足銀行虛擬變量UNDERCAP和資本受約束銀行虛擬變量CAPCON為資本監(jiān)管代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，資本緩沖的回歸系數(shù)為正，但不顯著，資本不足虛擬變量的回歸系數(shù)顯著為正，資本受約束虛擬變量的回歸系數(shù)顯著為負。除資本不足虛擬變量外，其他檢驗結果與前文保持一致。

2.其他貨幣政策度量的估計。本文引入信貸總量增長率作為數(shù)量型工具變量進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，資本監(jiān)管壓力變量的回歸系數(shù)為正，但不顯著，信貸總量增長率的回歸系數(shù)顯著為正，與前文結果一致。

3.混合OLS和固定效應的估計。本文利用混合OLS和固定效應進行重新估計。結果顯示，資本監(jiān)管壓力變量的回歸系數(shù)與前文有所差異，貨幣政策代理變量的回歸系數(shù)與前文基本一致。

4.以NPL為風險承擔代理變量的估計。本文用不良貸款率NPL作為穩(wěn)健性檢驗的被解釋變量。結果顯示，資本監(jiān)管壓力、貨幣政策的回歸系數(shù)符號方向和顯著性與前文結果基本一致。

五、結論與政策啟示

本文基于2005～2016年期間我國67家商業(yè)銀行非平衡面板數(shù)據(jù)，采用多種銀行風險承擔指標、多種貨幣政策代理變量，構建動態(tài)系統(tǒng)GMM模型，實證分析貨幣政策與資本監(jiān)管交互作用對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響，并比較金融危機前后兩種政策在防范商業(yè)銀行風險承擔時協(xié)調(diào)效果是否存在差異。

本文的研究結論顯示：從金融穩(wěn)定角度看，貨幣政策是非中性的，除貸款基準利率外，無論是數(shù)量型還是價格型工具，寬松的貨幣政策會提高商業(yè)銀行風險承擔水平，反之會降低商業(yè)銀行風險承擔意愿。在資本監(jiān)管硬約束時期，追究機構責任和人員責任的處罰機制得以加強，輔以監(jiān)管懲罰的資本監(jiān)管能有效抑制監(jiān)管范圍內(nèi)商業(yè)銀行業(yè)務的風險，為規(guī)避資本監(jiān)管要求，商業(yè)銀行會轉(zhuǎn)向表外理財產(chǎn)品、銀行同業(yè)業(yè)務等影子銀行金融產(chǎn)品，導致多層嵌套、期限錯位等潛在風險不斷積累。資本監(jiān)管壓力對國有控股銀行風險承擔的約束效應最強，對股份制銀行風險承擔的約束效應最弱，緊縮性貨幣政策下國有控股銀行和股份制銀行的風險承擔意愿更高。從貨幣政策與資本監(jiān)管的交互作用看，資本監(jiān)管壓力會改變貨幣政策對商業(yè)銀行風險承擔行為的影響，隨著資本監(jiān)管壓力的提高，商業(yè)銀行風險承擔行為對貨幣供應量增長率、法定存款準備金率、同業(yè)拆借利率的敏感性增加，貨幣政策對風險承擔行為的獨立作用與兩者交互作用疊加，有利于緊縮性貨幣政策抑制商業(yè)銀行風險承擔行為。三重交互項的回歸結果表明，金融危機后，我國不斷加強貨幣政策和逆周期資本監(jiān)管政策的搭配運行，有助于商業(yè)銀行風險防范目標的實現(xiàn)，說明逆周期金融宏觀審慎管理制度的改進方向是正確的。

本文的研究結論具有深刻的政策含義：（1）我國在發(fā)揮數(shù)量型調(diào)控政策的同時，應推動貨幣政策調(diào)控框架轉(zhuǎn)型，積極推進利率調(diào)控機制構建，完善銀行間市場基準利率體系，發(fā)揮價格杠桿的調(diào)節(jié)作用，防范過度加杠桿和累積金融風險。（2）逆周期資本監(jiān)管直接作用于銀行體系本身，側(cè)重抑制銀行體系的順周期波動和風險傳染，是對貨幣政策的有益補充。為了提升貨幣政策效果和加強金融風險防范，必須謀劃兩種政策的協(xié)調(diào)與配合，在貨幣政策的傳導機制上需考慮資本監(jiān)管的影響，且在逆周期調(diào)控上需與貨幣政策相結合，從而把保持幣值穩(wěn)定和維護金融穩(wěn)定更好地結合起來。（3）為了限制理財、同業(yè)、代付等影子銀行業(yè)務擴張過快所埋藏的系統(tǒng)性風險，監(jiān)管部門應根據(jù)“實質(zhì)重于形式”原則，堅持表內(nèi)外風險齊抓共管。一方面，應按照具體的風險承擔類型分類施策，并根據(jù)穿透后基礎資產(chǎn)的性質(zhì)計提資本和撥備。另一方面，應關注影子銀行業(yè)務調(diào)整和新模式對風險防范帶來的挑戰(zhàn)。