劉 超，馬玉潔

(1.北京工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，北京 100124;2.北京現(xiàn)代制造業(yè)發(fā)展基地,北京 100124)

內(nèi)容提要：微觀審慎監(jiān)管的局限性和系統(tǒng)性金融風險傳染性的增強，使商業(yè)銀行宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管成為當前金融監(jiān)管改革的趨勢。本文選取2008-2017年我國14家上市商業(yè)銀行半年度數(shù)據(jù)為樣本，在分析銀行信貸周期不同階段宏微觀審慎監(jiān)管作用機制的基礎上，采用面板向量自回歸(PVAR)模型分析我國銀行業(yè)宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)性。結(jié)果表明，微觀審慎監(jiān)管中不良貸款率對當前我國商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響長期存在且較為明顯，流動比率和核心資本充足率對銀行穩(wěn)定性的沖擊作用存在但長期來看影響作用并不顯著；宏觀審慎監(jiān)管中廣義信貸/GDP偏離度和銀行業(yè)集中度這兩個監(jiān)管指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響都較為明顯且長期存在；宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)運作能夠緩解單一政策實施對金融和經(jīng)濟系統(tǒng)的沖擊力度，更有助于金融系統(tǒng)的長期穩(wěn)定。因此，我國銀行業(yè)監(jiān)管不僅要在微觀方面加強防范內(nèi)部信貸違約風險，還要從宏觀方面關(guān)注信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整和銀行理財業(yè)務所可能帶來的溢出風險。

一、引言

隨著金融風險跨市場、跨區(qū)域的傳染性不斷加劇，金融監(jiān)管目標不斷豐富和多樣化，宏微觀審慎監(jiān)管日趨復雜[1]。為促進我國金融監(jiān)管服務經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，2018年3月，國家出臺《深化黨和國家機構(gòu)改革方案》明確指出，建立 “一委一行兩會”的新監(jiān)管體系，這標志著我國監(jiān)管理念從行業(yè)監(jiān)管轉(zhuǎn)向功能監(jiān)管，新金融監(jiān)管改革體現(xiàn)了健全宏微觀審慎協(xié)調(diào)發(fā)展的政策框架、優(yōu)化宏觀審慎和微觀審慎監(jiān)管體制、加強央行統(tǒng)籌金融穩(wěn)定核心地位的金融監(jiān)管改革新思路。

銀行主導型金融結(jié)構(gòu)模式下，商業(yè)銀行監(jiān)管是我國金融監(jiān)管的重中之重。對銀行宏微觀審慎監(jiān)管的研究，不僅要分析宏微觀審慎監(jiān)管在銀行監(jiān)管中的作用機制[2-3]，還需要探討不同監(jiān)管模式下金融監(jiān)管指標的作用效果[4]，分析不同監(jiān)管指標在實施過程中的演化路徑，從而發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有監(jiān)管指標和體系設計中的優(yōu)勢與不足，為銀行業(yè)監(jiān)管和整個金融監(jiān)管系統(tǒng)優(yōu)化提供借鑒。

本文首先基于銀行信貸周期不同階段特點分析宏微觀審慎監(jiān)管時機和方式的選擇，揭示宏微觀審慎監(jiān)管的作用機制。其次，從微觀審慎監(jiān)管、宏觀審慎監(jiān)管以及宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管三種不同監(jiān)管模式出發(fā)，探究宏觀審慎監(jiān)管指標和微觀審慎監(jiān)管指標與商業(yè)銀行穩(wěn)定性之間的短期作用關(guān)系，并分析相關(guān)變量相互影響的長期動態(tài)演化路徑。最后，通過不同模式下的方差分解結(jié)果對比不同監(jiān)管指標作用效果和不同監(jiān)管模式的監(jiān)管效果，為我國商業(yè)銀行監(jiān)管政策和金融監(jiān)管改革提供理論依據(jù)。

二、 信貸周期視角下銀行宏微觀審慎監(jiān)管的作用機制分析

(一)宏微觀審慎監(jiān)管政策差異下的協(xié)調(diào)

宏觀審慎監(jiān)管與微觀審慎監(jiān)管是金融監(jiān)管的不同層面，研究宏微觀審慎監(jiān)管對銀行信貸周期的作用，首先需要厘清兩種政策之間的關(guān)聯(lián)性，通過對已有研究的梳理發(fā)現(xiàn)，宏微觀審慎監(jiān)管在防范風險目標、風險控制手段和運行機制等方面存在一定的共性和關(guān)聯(lián)，基于政策差異性的政策協(xié)調(diào)機制如圖1所示。

圖1 基于兩種政策差異的宏微觀審慎監(jiān)管政策協(xié)調(diào)機制圖

一是防范風險目標的求同存異。兩種金融監(jiān)管政策根本目標相同但作用層面不同，兩者共同作用于金融風險防控[5]。微觀審慎監(jiān)管的目標在于所有的金融機構(gòu)個體的穩(wěn)健經(jīng)營，重在保護存款人及投資者的利益，而宏觀審慎監(jiān)管則重在對整個金融體系的系統(tǒng)性風險防范及系統(tǒng)重要性金融機構(gòu)穩(wěn)定性，意在促進宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展，但兩者的根本目標都在金融風險防控[6]。單個金融機構(gòu)的穩(wěn)定性不能保證整個金融體系的穩(wěn)定性，金融體系宏觀方面的穩(wěn)定也不能全覆蓋所有金融機構(gòu)個體的穩(wěn)定性，因此需要宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管的協(xié)調(diào)作用。

二是風險控制手段的相互融合。從風險監(jiān)管工具的融合性來說，微觀審慎監(jiān)管工具可以作為宏觀審慎監(jiān)管的微觀基礎，宏觀審慎監(jiān)管工具需要微觀審慎監(jiān)管工具的輔助和配合，甚至部分宏觀審慎監(jiān)管工具本身就來源于微觀審慎監(jiān)管工具，如對系統(tǒng)重要性金融機構(gòu)的監(jiān)管，使用逆周期的資本調(diào)節(jié)和撥備調(diào)節(jié)，對流動性和金融機構(gòu)杠桿率指標的限制等[7]。從風險防控信息收集的融合性而言，微觀審慎監(jiān)管中所收集到的單個金融機構(gòu)的資本充足狀況、流動性指標狀況、公司治理有效性狀況等相關(guān)數(shù)據(jù)是宏觀審慎監(jiān)管中系統(tǒng)性風險監(jiān)測和評估的數(shù)據(jù)基礎[8]。微觀金融個體數(shù)據(jù)的失真會影響宏觀審慎監(jiān)管對系統(tǒng)性風險的評估結(jié)果的準確性，進而導致宏觀審慎監(jiān)管無效。

三是監(jiān)管運行機制的相互補充。微觀審慎監(jiān)管是自下而上的監(jiān)管機制[9]，而宏觀審慎監(jiān)管則是自上而下的監(jiān)管機制[10]，兩種機制的協(xié)調(diào)運作可以進行相互補充。宏微觀的協(xié)調(diào)運作使得金融監(jiān)管能夠從多個層面獲取金融危機的觸發(fā)點，既關(guān)注金融系統(tǒng)整體的穩(wěn)健運行，又加強了金融機構(gòu)個體的風險防范。

(二)銀行業(yè)信貸周期視角下宏微觀審慎監(jiān)管政策的協(xié)調(diào)

信貸周期對商業(yè)銀行的穩(wěn)定性具有直接影響作用，信貸周期不同階段銀行業(yè)面臨的風險會發(fā)生變化，不同階段宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管發(fā)揮作用的機制也存在不同，要提升金融監(jiān)管效率，需根據(jù)信貸周期不同階段的特點動態(tài)調(diào)整宏微觀審慎監(jiān)管政策。已有研究從金融監(jiān)管整體角度討論金融監(jiān)管對信貸周期作用下銀行穩(wěn)定性的影響，但沒有考慮不同金融監(jiān)管政策實施路徑和效果的差異，本文基于前面的宏微觀審慎監(jiān)管差異性分析，從銀行業(yè)信貸周期的視角分析在信貸上升周期和下降周期兩種政策不同的關(guān)注點以及相同的目標，進一步分析如何通過兩種政策的協(xié)調(diào)配合實現(xiàn)逆周期緩沖調(diào)節(jié)的金融監(jiān)管目標。

本文從銀行信貸周期的視角研究宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管在不同階段的協(xié)調(diào)作用機制，為后期銀行宏微觀審慎監(jiān)管評價和不同監(jiān)管指標作用效果分析研究奠定基礎。簡圖如圖2所示。

信貸周期上升期間：金融機構(gòu)的杠桿率隨業(yè)務的開展而不斷提升，貸款業(yè)務中的授信標準也相比放寬，在這一階段系統(tǒng)性風險開始累積，從宏微觀審慎監(jiān)管的風險防范角度需要構(gòu)建資本緩沖和流動性緩沖，但在構(gòu)建的時機和規(guī)模方面兩種政策存在差異。

在信貸周期上升初期，宏微觀審慎監(jiān)管政策之間的差別還不顯著，但當信貸上升周期接近頂峰階段，兩種政策在資本緩沖和流動性緩沖構(gòu)建的差別開始顯現(xiàn)。在此階段，微觀審慎關(guān)注金融機構(gòu)個體風險，資本充足率、撥備覆蓋率等微觀監(jiān)管指標還處于較好的水平，但是宏觀審慎所關(guān)注的系統(tǒng)性風險指標(如信貸/GDP、核心融資比率)卻開始出現(xiàn)風險警示。這時就需要進行宏微觀審慎監(jiān)管的協(xié)調(diào)溝通，因為微觀審慎監(jiān)管并不能夠識別系統(tǒng)性風險，盲目樂觀下的微觀監(jiān)管指標會造成系統(tǒng)性金融風險不斷累積，如果沒有宏觀審慎監(jiān)管的協(xié)調(diào)將會引發(fā)大范圍的金融風險。

信貸周期下行期間：在上一階段通過宏微觀審慎監(jiān)管的協(xié)調(diào)加強對金融系統(tǒng)的監(jiān)管力度，當信貸周期方向發(fā)生轉(zhuǎn)變進入下行期之后，相關(guān)的監(jiān)管政策則需要從逆周期的角度考慮適當調(diào)整資本緩沖的監(jiān)管力度。宏微觀審慎監(jiān)管調(diào)整的目標相同但作用的方式和方法存在差異，兩者共同作用才能實現(xiàn)對整個金融系統(tǒng)的有效風險調(diào)節(jié)。

微觀審慎監(jiān)管從調(diào)節(jié)單個金融機構(gòu)資本充足率入手，防范信用損失的發(fā)生。微觀審慎監(jiān)管可以通過限制股東分紅以節(jié)約資本，從而增大資本充足率的分子，或者其他去杠桿化的方法，包括降低貸款增速、出售風險資產(chǎn)(縮小資本充足率分母)等。還可以通過釋放資本緩沖，適當放寬對金融機構(gòu)的監(jiān)管要求，防止單個機構(gòu)的破產(chǎn)風險發(fā)生。宏觀審慎監(jiān)管從調(diào)節(jié)社會信貸總量入手，防范信貸萎縮對實體經(jīng)濟發(fā)展的不利影響。宏觀審慎監(jiān)管通過釋放之前積累的逆周期資本緩沖，減緩金融系統(tǒng)和實體經(jīng)濟之間的正反饋機制而累積的系統(tǒng)性風險，防止流動性萎縮而導致的金融市場失靈。

綜上所述，宏觀審慎監(jiān)管與微觀審慎監(jiān)管作為現(xiàn)代金融監(jiān)管體系必不可少的兩個相輔相成的重要組成部分，存在差異但并不是兩個相互矛盾的主體。兩者的協(xié)調(diào)運作可以更好地發(fā)揮雙方的金融監(jiān)管作用。特別是隨著金融創(chuàng)新的發(fā)展和金融市場的復雜性演化，兩種監(jiān)管更需要建立良好的協(xié)調(diào)運作機制，建立新的風險管理理念，提升金融系統(tǒng)風險監(jiān)管水平。

圖2 銀行信貸周期視角下宏微觀審慎監(jiān)管政策協(xié)調(diào)機制圖

三、商業(yè)銀行宏觀審慎監(jiān)管與微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)評價模型設定

通過前面的分析可知宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管作為金融監(jiān)管演化過程中形成的兩種不同類別的金融監(jiān)管模式，在銀行監(jiān)管中發(fā)揮不同的作用功效?；诤晡⒂^審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管的差異性，本部分選取2008-2017年我國14家上市商業(yè)銀行半年度數(shù)據(jù)為樣本，從不同的監(jiān)管模式中選取代表性指標，分別建立微觀審慎監(jiān)管、宏觀審慎監(jiān)管和宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管三種不同模式下的銀行監(jiān)管面板向量自回歸(PVAR)模型，先通過GMM估計分析不同監(jiān)管指標與銀行穩(wěn)定性之間的短期作用關(guān)系，之后建立脈沖響應函數(shù)從長期視角分析不同監(jiān)管指標實施的動態(tài)演化路徑，最后運用方差分解對比分析不同監(jiān)管模式在我國銀行業(yè)的實施效果。

(一)變量選取

我國銀行主導型金融結(jié)構(gòu)體系使得銀行業(yè)金融監(jiān)管在我國金融監(jiān)管體系中占有重要地位，本部分從銀行業(yè)監(jiān)管的角度對我國金融監(jiān)管效果進行對比研究。在變量選取過程中，主要從監(jiān)管目標(銀行業(yè)穩(wěn)定性)、監(jiān)管模式(宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管)兩個方面考慮。變量分類情況如表1所示。

銀行業(yè)穩(wěn)定性：借鑒 Laeven and Levine(2009)提出的銀行償付能力指標(Z值)來反映銀行穩(wěn)定狀況[11]，其中 Z值等于資產(chǎn)收益率(ROA)與資本資產(chǎn)比率(CAR)二者之和除以資產(chǎn)收益率的標準差(σi(ROAit)。

(1)

宏觀審慎監(jiān)管：從當前我國的宏觀審慎監(jiān)管體系來看，主要分為時間維度和橫截面維度的監(jiān)管。時間維度反映金融體系的順周期，信貸、流動性和資產(chǎn)價格的周期變化以及繁榮時期總風險的積聚等常表現(xiàn)出順周期性，因本文主要研究銀行業(yè)的金融監(jiān)管故選擇廣義信貸/GDP偏離度代表時間維度的宏觀審慎監(jiān)管指標。橫截面維度反映與溢出效應和傳染效應相關(guān)的負外部性對系統(tǒng)性風險的推動作用，主要關(guān)注系統(tǒng)重要性金融機構(gòu)所引起的風險溢出，故選取代表行業(yè)集中度的“赫芬達爾指數(shù)(HHI)”作為橫截面維度的宏觀審慎監(jiān)管指標。

微觀審慎監(jiān)管：我國的當前微觀審慎監(jiān)管體系主要從流動性風險、信貸違約風險以及資本充足率這三個方面展開[12]。通過對相關(guān)文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究中通常用銀行流動性比率和存貸比指標來反映流動性風險監(jiān)管要求；用不良貸款率和貸款撥備覆蓋率這兩個指標來反映信貸違約風險監(jiān)管要求；用《巴塞爾協(xié)議Ⅲ》最新規(guī)定的杠桿率和核心資本充足率指標來反映資本充足率監(jiān)管要求[13]。因此，本文研究中選取流動性比率、不良貸款率和核心資本充足率作為微觀審慎監(jiān)管指標。

表1 變量分類情況表

表2 各變量單位根檢驗

(二)數(shù)據(jù)來源及預處理

基于已有上市銀行數(shù)據(jù)獲取年份的不同，對銀行業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)進行實證分析，本文選取2008-2017年我國14家上市商業(yè)銀行的半年度數(shù)據(jù)為研究樣本。14家銀行分別為：工商銀行、中國銀行、建設銀行、平安銀行、民生銀行、交通銀行、招商銀行、興業(yè)銀行、南京銀行、中信銀行、華夏銀行、北京銀行、浦發(fā)銀行、寧波銀行。截止到2017年12月所選取的14家上市銀行總資產(chǎn)在我國銀行業(yè)總資產(chǎn)中占比達46.52%，且均為具有代表性的國有商業(yè)銀行、股份制銀行和城市商業(yè)銀行。數(shù)據(jù)來源于Choice數(shù)據(jù)庫中各銀行財務報告及宏觀數(shù)據(jù)庫和行業(yè)數(shù)據(jù)庫。

PVAR與VAR模型類似，要求所有變量均具有平穩(wěn)性。為了避免不平穩(wěn)變量導致偽回歸問題，本文對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，采用不同單位根情形下的單位根檢驗方法PP檢驗對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，所得結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明各個變量均不存在單位根，為平穩(wěn)變量。

(三)PVAR模型的設定

本文借鑒Love(2007)的模型設計構(gòu)建宏微觀審慎監(jiān)管的面板向量自回歸(Panel Vector Autoregression,PVAR)模型研究我國宏微觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的作用效果[14]。PVAR模型將傳統(tǒng)的VAR模型與面板數(shù)據(jù)模型相結(jié)合，在考慮經(jīng)濟變量的滯后項的基礎上將所有變量做內(nèi)生化處理，能夠更加真實地反映各經(jīng)濟變量之間的動態(tài)關(guān)系。構(gòu)建PVAR模型如下：

Yi,t=β0+β1Yi,t-1+β2Yi,t-2+…+βpYi,t-p+γt+ft+μit

(2)

本文分別研究微觀審慎政策、宏觀審慎政策以及宏微觀審慎政策共同作用下我國商業(yè)銀行的穩(wěn)定性，因此，基于公式(2)分別建立三個模型，其中，微觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響模型中Yi,t為包含{LIR,NPLR,CCA,Z}的四元向量組；宏觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響模型中Yi,t為包含{GCG,HHI,Z}的三元向量組；宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響模型中Yi,t為包含{GCG,HHI,LIR,NPLR,CCA,Z}的六元向量組。另外，公式(2)中β為各變量之間的滯后項系數(shù)，p為滯后階數(shù)，γt為時間效應，用來解釋系統(tǒng)變量的趨勢特征，ft代表各個銀行個體固定效應，μit為服從正態(tài)分布的隨機擾動項。

因本文重在研究宏微觀審慎監(jiān)管政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響，受文章篇幅限制，故在實證分析結(jié)果中只列示因變量為銀行穩(wěn)定性Z值時的GMM回歸結(jié)果和方差分解結(jié)果。

四、商業(yè)銀行宏觀審慎監(jiān)管與微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)評價實證分析

微觀審慎監(jiān)管重在對單個金融機構(gòu)資本和流動性的監(jiān)管，宏觀審慎監(jiān)管則重在對系統(tǒng)性金融風險的防范，兩種監(jiān)管模式的監(jiān)管目標不同，因此，在政策調(diào)控過程中，兩種政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響也存在時間和程度上的差別。本部分從不同金融監(jiān)管政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響作用入手，分別研究微觀審慎政策、宏觀審慎政策以及宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)作用對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響效果，分析不同金融監(jiān)管政策工具對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的作用方向、程度以及動態(tài)作用過程。

首先，通過AIC、BIC、HQIC準則確定各個PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)；其次，對模型的參數(shù)進行GMM估計研究宏微觀政策變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響程度；之后，通過脈沖響應函數(shù)分析不同政策組合以及不同變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的長期影響和動態(tài)演化過程；最后，通過方差分解評價不同變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性波動的貢獻度。

(一)微觀審慎政策實施對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響研究

1.微觀審慎政策下模型滯后階數(shù)的確定

對于PVAR模型來說滯后階數(shù)越高模型的解釋能力越強，但是過高的滯后階數(shù)會影響模型的自由度。本文根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則來確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

表3 PVAR模型建立最優(yōu)滯后階數(shù)的確定(1)

通過表3可知AIC和HQIC在滯后三階達到最小，因此，在微觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇三階，并按照滯后階數(shù)的選擇建立PVAR模型。

2.微觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響PVAR模型的GMM估計

PVAR模型中各變量個體異質(zhì)性所造成的固定效應會影響面板廣義矩估計(GMM)的有效性，因此，先借鑒Bertrand和Zuniga(2006)研究中所采用的“向前均值差分”消除固定效應的影響之后再進行GMM估計[15]。表4為微觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的回歸結(jié)果。

表4 微觀審慎監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的GMM估計結(jié)果

YCoef.Std. Err.TLIRt-1-.2637094?.1471876-2.09NPLR t-1.1504467.26397430.57CCA t-1-1.201338??.5104428-2.35Z t-1-.8253352???.2754461-3.00LIRt-2-.2325933?.1587799-1.96NPLR t-2-.3175081.4080704-0.78CCA t-2-.1546305.2591042-0.60Z t-2.0851432.11606570.73LIRt-3-.2679923??.1209046-2.22NPLR t-3-.1160854.2105975-0.55CCA t-3.4166723??.20534112.03Z t-3.0128389.06330230.20

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著水平下顯著(下同)。

從表4可以看出在微觀審慎監(jiān)管框架下商業(yè)銀行穩(wěn)定性對自身的影響在滯后1期顯著，在滯后2期和3期不顯著，這說明商業(yè)銀行穩(wěn)定性水平在短期內(nèi)容易受到自身滯后期的影響，但長期來看這種影響作用減弱。從其他微觀審慎監(jiān)管變量的影響來看，流動性風險衡量指標流動性比率(LIR)在滯后期1、2、3期內(nèi)均通過不同程度上的顯著性，說明LIR對銀行穩(wěn)定性Z值的影響有明顯的滯后性。作為信貸違約風險指標的不良貸款率(NPLR)在滯后3期以內(nèi)對銀行穩(wěn)定性的影響不顯著。核心資本充足率(CCA)在滯后1期和滯后3期通過了5%的顯著性檢驗，但是滯后2期顯著性不強，說明CCA對銀行穩(wěn)定性Z值的影響存在波動性。通過GMM估計的結(jié)果可以看出在短期內(nèi)微觀審慎監(jiān)管各變量對銀行穩(wěn)定性Z值的影響，但難以分析各變量的長期影響作用和動態(tài)演化過程，因此，下面采用PVAR脈沖響應函數(shù)做進一步分析。

3.微觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應

為了分析微觀審慎監(jiān)管各指標變量對商業(yè)銀行穩(wěn)健性的動態(tài)作用過程，采用PVAR模型的脈沖響應函數(shù)分析各個監(jiān)管變量對銀行穩(wěn)健性的影響。因蒙特卡洛模擬次數(shù)越高模型穩(wěn)定性越好，在此利用蒙特卡洛1000次模擬給出脈沖響應函數(shù)95%的置信區(qū)間。各變量脈沖影響關(guān)系如圖3所示。

圖3 微觀審慎監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應結(jié)果

從圖3可以看出在微觀審慎監(jiān)管框架下，商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值對其自身的脈沖響應在受到一單位標準差的沖擊之后，第1期產(chǎn)生明顯的負向沖擊作用，但是2期之后脈沖響應在0值附近波動，且95%置信區(qū)間上下限將0值包含在內(nèi)，說明2期之后商業(yè)銀行穩(wěn)定性對其自身的沖擊作用減弱并不顯著。

從其他微觀審慎監(jiān)管變量的影響來看，流動性比率(LIR)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，說明流動比率的提升對銀行穩(wěn)定發(fā)展具有促進作用，能夠降低流動性風險發(fā)生概率。但是在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限將0值包含在內(nèi)，說明流動性比率對Z值的沖擊作用存在但不顯著。這意味著長期在單純的微觀審慎框架下流動性比率的調(diào)控效果并不明顯。不良貸款率(NPLR)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，隨著滯后期的增長沖擊作用更加顯著，且在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限均在0值以上，說明長期來看不良貸款率對Z值的沖擊作用存在且顯著。所以不良貸款率作為微觀審慎監(jiān)管的調(diào)控指標效果較為顯著。核心資本充足率(CCA)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響在前2期為正值，之后在0值附近波動，1期之前正向沖擊效果較為顯著，且95%置信區(qū)間上下限均在0值以上，說明短期內(nèi)核心資本充足率的調(diào)控效果顯著，但2期之后95%置信區(qū)間上下限將0值包含在內(nèi)，意味著長期來說核心資本充足率的微觀審慎調(diào)控效果不明顯。

因此，在我國商業(yè)銀行管理模式下，從長期來看微觀審慎監(jiān)管中不良貸款率指標的調(diào)控效果顯著于流動性比率和核心資本充足率，但整體來說調(diào)控效果有待進一步提升。

4.微觀審慎政策下商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的方差分解

下面使用PVAR的方差分解來進一步比較不同指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性變化的貢獻大小，從而確定不同監(jiān)管指標在微觀審慎監(jiān)管中的重要性。微觀審慎監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解如表5所示。

表5 微觀審慎監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解結(jié)果

sLIRNPLRCCAZ10.0030.0090.0000.98920.0030.0100.0150.97230.0030.0160.0160.96540.0050.0240.0160.95550.0140.0340.0160.93760.0350.0450.0180.90170.0760.0580.0240.84280.1380.0720.0340.75790.2170.0840.0480.652100.3040.0930.0640.539

通過表5中的結(jié)果可以看出，在微觀審慎監(jiān)管的三個主要指標中，不良貸款率(NPLR)對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響最大，且這種影響作用會隨時間而增強。其次為流動性比率(LIR)，說明商業(yè)銀行在經(jīng)營過程中要注重流動性風險對其穩(wěn)定性的影響。三個指標中影響最小的為核心資本充足率(CCA)，這是因為我國商業(yè)銀行體系中國有銀行占比較高，而我國又是銀行主導型金融結(jié)構(gòu)，為保證我國金融系統(tǒng)的穩(wěn)定性，特別是在2008年全球金融危機之后國家對商業(yè)銀行核心資本充足率進行嚴格的監(jiān)管，因此，在研究樣本區(qū)間內(nèi)我國商業(yè)銀行核心資本充足率多處于安全水平內(nèi)，故其對銀行穩(wěn)定性的影響作用在結(jié)果中并未較好地體現(xiàn)。從整體來看，微觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的總貢獻度并不高，這說明單純的微觀審慎監(jiān)管并不能夠較好的發(fā)揮金融監(jiān)管的職能，需要與其他監(jiān)管政策進行協(xié)調(diào)加強政策有效性。

(二)宏觀審慎政策實施對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響研究

1.宏觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響PVAR模型的GMM估計

同理根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則來確定在宏觀審慎政策對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇四階，并按照滯后階數(shù)的選擇建立PVAR模型。

利用“向前均值差分”消除固定效應的影響之后再進行GMM估計。表6為宏觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的回歸結(jié)果。

從表6可以看出在宏觀審慎監(jiān)管框架下商業(yè)銀行穩(wěn)定性對自身的影響在滯后1期和2期分別在1%和5%水平下顯著，在滯后3期和4期不顯著，這說明在宏觀審慎監(jiān)管框架下商業(yè)銀行穩(wěn)定性水平在短期內(nèi)容易受到自身滯后期的影響，但隨著時間的推移這種影響作用逐漸減弱。從其他宏觀審慎監(jiān)管變量的影響來看，廣義信貸/GDP偏離度(GCG)作為時間維度的宏觀審慎調(diào)控指標主要通過調(diào)控逆周期資本緩沖對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值產(chǎn)生影響，在滯后1期和2期在1%水平下顯著，在滯后3期和4期不顯著，這說明GCG的調(diào)控在短期的逆周期緩沖作用效果明顯，隨著作用周期的延續(xù)其作用效果減弱。銀行業(yè)集中度(HHI)作為橫截面維度的宏觀審慎調(diào)控指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響作用在滯后1期、2期、4期較為顯著，在滯后3期不顯著。通過GMM估計的結(jié)果可以看出在短期內(nèi)宏觀審慎監(jiān)管各變量對銀行穩(wěn)定性Z值的影響，在此基礎上將繼續(xù)分析各變量的長期影響作用和動態(tài)演化過程。

表6 宏觀審慎監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的GMM估計結(jié)果

YCoef.Std. Err.TGCGt-1-1.124603???.2959161-3.80HHI t-16.878114??2.8466692.42Z t-1.1560909??.06671742.34GCGt-2.7160897???.20306163.53HHI t-25.28568?2.7512051.92Z t-2.6675127???.053660912.44GCGt-3-.0759909.2377801-0.32HHI t-3-2.1217911.591024-1.33Z t-3.0160137.01840070.87GCGt-4-.1907167.1912848-1.00HHI t-4-3.815924??1.609848-2.37Z t-4.016367.02850460.57

2.宏觀審慎監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應

為了分析宏觀審慎監(jiān)管各指標變量對商業(yè)銀行穩(wěn)健性的動態(tài)作用過程，采用PVAR模型的脈沖響應函數(shù)分析各個監(jiān)管變量對銀行穩(wěn)健性的影響。同樣，利用蒙特卡洛1000次模擬給出脈沖響應函數(shù)95%的置信區(qū)間。各變量脈沖影響關(guān)系如圖4所示。

從圖4中商業(yè)銀行Z值對其自身的脈沖響應來看，均在0值以上呈波動狀態(tài)，且95%置信區(qū)間上下限也基本都在0值以上，說明商業(yè)銀行穩(wěn)定性對其自身的沖擊作用顯著。而脈沖函數(shù)的波動性則說明在宏觀審慎監(jiān)管框架下，商業(yè)銀行作為宏觀經(jīng)濟中的組成部分其穩(wěn)定性除了受到外部宏觀變量的影響之外還受自身內(nèi)部變量的影響。這也從側(cè)面反映出宏觀審慎和微觀審慎共同作用的必要性。

從其他宏觀審慎監(jiān)管變量的影響來看，廣義信貸/GDP偏離度(GCG)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，且在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限基本都在0值以上，說明廣義信貸/GDP偏離度對Z值的沖擊作用長期存在且顯著，意味著逆周期資本緩沖工具具有長期有效性，可在整個經(jīng)濟周期內(nèi)發(fā)揮較好的調(diào)節(jié)作用。銀行業(yè)集中度(HHI)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為負，且在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限均在0值以下，說明銀行業(yè)集中度對Z值的沖擊作用長期存在且顯著。特別是在我國銀行主導型的金融機構(gòu)模式下，可以通過對系統(tǒng)重要性金融機構(gòu)的調(diào)控實現(xiàn)較好的風險調(diào)控目標，提升整體的穩(wěn)定性。

圖4 宏觀審慎監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應結(jié)果

因此，在我國宏觀審慎監(jiān)管體系中，廣義信貸/GDP偏離度和銀行業(yè)集中度的宏觀審慎監(jiān)管效果都比較顯著，指標有效性強，且從長期來看，商業(yè)銀行穩(wěn)定性還與銀行自身運營有顯著影響。

3.宏觀審慎政策下商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的方差分解

通過以上分析可知所選取的時間維度和橫截面維度的宏觀審慎監(jiān)管指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響都較為顯著，為了更好指導金融監(jiān)管工具選擇，需要確定不同指標的貢獻度。下面使用PVAR的方差分解來進一步比較不同指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性變化的貢獻大小，從而確定不同監(jiān)管指標在宏觀審慎監(jiān)管中的重要性。宏觀審慎監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解如表7所示。

通過表7可以看出，在我國現(xiàn)行的商業(yè)銀行管理模式下，宏觀審慎監(jiān)管指標中廣義信貸/GDP偏離度(GCG)和銀行業(yè)集中度(HHI)對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的貢獻度相差不大，這說明時間維度和橫截面維度的政策工具都在不同的方面發(fā)揮較好的作用，在制定宏觀審慎監(jiān)管政策時需要兼顧兩個維度。另外，相比表5中微觀審慎監(jiān)管對銀行穩(wěn)定性的貢獻，宏觀審慎監(jiān)管的貢獻更大，這說明在我國當前的金融環(huán)境下，宏觀審慎監(jiān)管對銀行系統(tǒng)性金融風險的調(diào)控效果要比微觀審慎監(jiān)管對銀行非系統(tǒng)性風險的調(diào)控更加顯著。這也從側(cè)面反映在研究樣本期間，我國長期以來的銀行業(yè)內(nèi)部微觀調(diào)控的實施使銀行業(yè)形成較為穩(wěn)定的非系統(tǒng)風險防范意識。

表7 宏觀審慎監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解結(jié)果

sGCGHHIZ10.1290.1050.76620.1130.1100.77830.1090.1120.77940.1080.1130.77950.1080.1140.77860.1080.1140.77870.1080.1140.77880.1080.1140.77890.1080.1140.778100.1080.1140.778

(三)宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)作用對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響研究

分別對微觀和宏觀審慎監(jiān)管政策下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響作用以及不同指標的作用方向、效果研究之后，研究宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的變動，探究宏觀審慎監(jiān)管共同作用下不同監(jiān)管工具的作用效果。

1.宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響PVAR模型的GMM估計

根據(jù)AIC、BIC、HQIC準則確定在宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)作用下商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇四階，并按照滯后階數(shù)的選擇建立PVAR模型。

在進行GMM估計之前，先運用Choleski分解來確定各變量在模型中的順序。根據(jù)“相對最內(nèi)生”的原則將外生性強的變量排在前面，而相對內(nèi)生的排在后面。本研究中將宏觀審慎指標“廣義信貸/GDP”和“銀行業(yè)集中度”排在前面，將微觀審慎指標“流動性比率”、“不良貸款率”和“核心資本充足率”排在后面，銀行穩(wěn)定性指標Z值放在最后。同樣采用“向前均值差分”消除固定效應之后進行GMM估計，所得結(jié)果如表8所示。

從表8可以看出在宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管框架下商業(yè)銀行穩(wěn)定性對自身的影響在滯后1期和2期在1%水平下顯著，在滯后3期和4期不顯著，這說明在宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管框架下商業(yè)銀行穩(wěn)定性水平在短期內(nèi)容易受到自身滯后期的影響。

從微觀審慎監(jiān)管變量的顯著性來看，流動性比率(LIR)在滯后期1、2、3期內(nèi)均不顯著，但在滯后4期通過1%的顯著性檢驗，說明LIR對銀行穩(wěn)定性Z值的影響在短期內(nèi)不顯著，可能存在長期的影響。不良貸款率(NPLR)在滯后期內(nèi)均不存在顯著性，說明短期內(nèi)不良貸款率對銀行Z值的影響不太明確。核心資本充足率(CCA)在滯后期1、2、3期內(nèi)均不顯著，但在滯后4期通過5%的顯著性檢驗，說明LIR對銀行穩(wěn)定性Z值的影響在短期內(nèi)不顯著，但可能存在長期的影響。

從宏觀審慎監(jiān)管變量的顯著性來看，廣義信貸/GDP偏離度(GCG)在滯后期1、2、4期通過不同程度的顯著性檢驗，但在滯后3期不顯著，說明在短期內(nèi)GCG對銀行Z值的影響存在，但具有波動性。銀行業(yè)集中度(HHI)在滯后1-4期內(nèi)均通過顯著性檢驗，說明HHI對銀行Z值的影響具有明顯的滯后性。

表8 宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的GMM估計結(jié)果

2.宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應

同理，為了分析宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下各指標變量對商業(yè)銀行穩(wěn)健性的動態(tài)作用過程，采用PVAR模型的脈沖響應函數(shù)分析各個監(jiān)管變量對銀行穩(wěn)健性的影響。利用蒙特卡洛1000次模擬給出脈沖響應函數(shù)95%的置信區(qū)間。鑒于變量數(shù)量較多，圖5中只列出各個變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的脈沖響應。

從圖5中商業(yè)銀行Z值對其自身的脈沖響應來看，宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值對自身的沖擊反映均在0值以上并呈波動狀態(tài)，且95%置信區(qū)間上下限也基本都在0值以上，從整體趨勢來看，在0期達到最高點，之后呈現(xiàn)遞減的趨勢，這說明銀行穩(wěn)定性對自身的影響在短期內(nèi)較為顯著，長期效果較弱，這與表8中的GMM結(jié)果相一致。

從微觀審慎監(jiān)管變量的脈沖響應來看，流動性比率(LIR)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，但是在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限將0值包含在內(nèi)，說明宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下流動性比率對Z值的沖擊作用存在但從長期來看仍然不顯著。不良貸款率(NPLR)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限均在0值以上，且從長期來看這種影響作用呈逐漸增長趨勢，所以不良貸款率是金融監(jiān)管中始終需要調(diào)控的變量。核心資本充足率(CCA)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，但是在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限將0值包含在內(nèi)，說明宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下核心資本充足率對Z值的沖擊作用存在但從長期來看仍然不顯著。

圖5 宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應結(jié)果

從宏觀審慎監(jiān)管變量的脈沖響應來看，廣義信貸/GDP偏離度(GCG)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為正，且在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限基本都在0值以上，說明廣義信貸/GDP偏離度對Z值的沖擊作用長期存在且顯著。銀行業(yè)集中度(HHI)一單位標準差的沖擊對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的影響均為負，且在整個脈沖期間95%置信區(qū)間上下限均在0值以下，說明銀行業(yè)集中度對Z值的沖擊作用長期存在且顯著。

通過宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下各變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的脈沖響應分析可以得出，在兩種金融監(jiān)管政策共同作用時，宏觀審慎監(jiān)管政策變量GCG和HHI對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的沖擊作用更加明顯，且作用更加長遠。在微觀審慎監(jiān)管政策各變量中NPLR的沖擊作用較為顯著，其對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響隨時間推移而呈動態(tài)演化，相比之下，LIR和CCA的沖擊作用并不顯著。從不同指標對銀行穩(wěn)定性的沖擊影響來看，宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)狀態(tài)下與單一政策模式相比，各個變量的脈沖響應函數(shù)在趨勢上大體保持一致但比單一政策模式下對銀行穩(wěn)定的沖擊作用相對平緩，說明宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)運作能夠減緩單一政策實施對銀行穩(wěn)定性甚至整個經(jīng)濟體的沖擊，因此，從長期金融監(jiān)管效果來說，需要宏微觀政策的協(xié)調(diào)形成較為穩(wěn)定的金融監(jiān)管機制，達到長期穩(wěn)定監(jiān)管的目的。

3.宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)下商業(yè)銀行穩(wěn)定性的方差分解

為了更好比較不同監(jiān)管政策工具對商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響的貢獻度，下面使用PVAR的方差分解進行分析。宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解如表9所示。

通過表9可以看出，在宏微觀審慎政策協(xié)調(diào)作用下，各政策變量對商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值的貢獻度存在差異。商業(yè)銀行穩(wěn)定性Z值對其自身的貢獻度最大，這也說明銀行后期的穩(wěn)定發(fā)展具有累積效應，受到前期穩(wěn)定狀態(tài)的影響較大。從政策屬性上來看，宏觀審慎監(jiān)管政策的貢獻度要大于微觀審慎監(jiān)管政策。

在微觀審慎監(jiān)管政策方面，不良貸款率(NPLR)貢獻最大，呈現(xiàn)先增后減的變動趨勢，這說明我國政府主導型銀行監(jiān)管和運營模式下，政府可以通過政策規(guī)定將流動性比率(LIR)和核心資本充足率(CCA)長期調(diào)控在較為合理的范圍內(nèi)，因此兩個變量對銀行穩(wěn)定性變動的貢獻度并沒有顯現(xiàn)，但是，不良貸款率(NPLR)更容易受到實體經(jīng)濟運行狀態(tài)的影響，對我國商業(yè)銀行穩(wěn)定性影響較為顯著。

在宏觀審慎監(jiān)管政策方面，廣義信貸/GDP偏離度(GCG)、銀行業(yè)集中度(HHI)的貢獻度都較高，說明宏觀監(jiān)管政策兩個維度的調(diào)控對我國商業(yè)銀行穩(wěn)定性的貢獻度都較大。在宏觀工具的實施和制定過程中兩個維度都要充分的考慮。

表9 宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下銀行穩(wěn)定性Z值的方差分解結(jié)果

與單一金融監(jiān)管政策相比較而言，宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性受自身影響的作用減弱，受金融監(jiān)管政策變量整體的影響增強，因此，在金融監(jiān)管調(diào)控過程中，為增強政策實施效果，弱化商業(yè)銀行自身累計效應的影響，需要加強宏觀審慎政策和微觀審慎政策的協(xié)調(diào)性，更好發(fā)揮金融監(jiān)管系統(tǒng)對以商業(yè)銀行為代表的金融機構(gòu)的風險防范功能。

五、 研究結(jié)論

隨著金融系統(tǒng)演化及金融風險復雜性提升，金融監(jiān)管成為世界各國政府和理論界關(guān)注的熱點問題。微觀審慎監(jiān)管的局限性和系統(tǒng)性金融風險傳染性的增強使宏微觀審慎協(xié)調(diào)監(jiān)管成為當前金融監(jiān)管改革趨勢。本文選取2008-2017年我國14家上市商業(yè)銀行半年度數(shù)據(jù)為樣本，采用面板向量自回歸(PVAR)模型研究銀行業(yè)宏微觀審慎監(jiān)管政策協(xié)調(diào)性。結(jié)論如下：

第一，宏觀審慎監(jiān)管和微觀審慎監(jiān)管作為兩種不同的金融監(jiān)管模式，在銀行信貸周期的不同階段發(fā)揮的作用不同，但正是基于兩種政策的差異性才能夠在政策協(xié)調(diào)運作過程中發(fā)揮不同的監(jiān)管功能，提升整體金融監(jiān)管水平。

第二，在金融監(jiān)管效果分析方面，微觀審慎監(jiān)管指標與銀行業(yè)穩(wěn)定性之間的脈沖結(jié)果顯示，NPLR對銀行穩(wěn)定性產(chǎn)生的沖擊作用比較顯著且具有持續(xù)性，而LIR和CCA對銀行穩(wěn)定性的沖擊作用存在但長期來看影響作用并不顯著，說明信貸違約風險對當前我國商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響較為明顯。宏觀審慎監(jiān)管指標與銀行業(yè)穩(wěn)定性之間的脈沖結(jié)果顯示，GCG和HHI對銀行穩(wěn)定性的沖擊作用比較顯著且從長期來看具有持續(xù)性，說明在宏觀審慎監(jiān)管中時間維度和橫截面維度的監(jiān)管指標對商業(yè)銀行穩(wěn)定性的影響都較為明顯，在制定宏觀審慎監(jiān)管政策時需要兼顧兩個維度。

第三，宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)監(jiān)管效果分析中，與單一金融監(jiān)管政策相比較而言，宏微觀協(xié)調(diào)監(jiān)管下商業(yè)銀行穩(wěn)定性受自身影響的作用減弱，受金融監(jiān)管政策變量整體的影響增強。各個變量的脈沖響應函數(shù)在趨勢上大體保持一致，但比單一政策模式下對銀行穩(wěn)定的沖擊作用相對平緩，說明宏微觀審慎監(jiān)管協(xié)調(diào)運作能夠減緩單一政策實施對銀行穩(wěn)定性甚至整個經(jīng)濟體的沖擊，因此，從長期來看，需要宏微觀政策的協(xié)調(diào)達到對銀行業(yè)長期穩(wěn)定監(jiān)管的目的。

本文研究的結(jié)論對當前我國金融監(jiān)管改革具有一定的啟示。首先，要重視信貸違約風險對銀行穩(wěn)定性的影響，微觀方面加強銀行自身內(nèi)部貸款業(yè)務管理，宏觀方面積極調(diào)整優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)；其次，隨著金融系統(tǒng)中各機構(gòu)之間關(guān)聯(lián)性的增強，要加強對系統(tǒng)性風險的監(jiān)管，時間維度注重對順周期累積的風險監(jiān)管，橫截面維度關(guān)注銀行理財業(yè)務中金融創(chuàng)新部分所可能引發(fā)的傳染效應和風險溢出效應對整個金融體系的影響。