■李 琳，潘煥學(xué)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

商業(yè)銀行作為貨幣政策傳導(dǎo)的主要媒介，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為不僅影響貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)效果，還可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，不利于金融穩(wěn)定。根據(jù)Borio&Zhu（2008）提出的“貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道”，貨幣政策可以通過(guò)影響銀行的風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)容忍度，進(jìn)而影響銀行對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的定價(jià)、信貸決策以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的配置。這說(shuō)明以穩(wěn)經(jīng)濟(jì)、控通脹為目標(biāo)的貨幣政策可能會(huì)通過(guò)金融機(jī)構(gòu)影響金融穩(wěn)定。2008 年金融危機(jī)的爆發(fā)給監(jiān)管當(dāng)局敲響了警鐘。危機(jī)中流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于金融穩(wěn)定的嚴(yán)重破壞，使得各監(jiān)管機(jī)構(gòu)開(kāi)始重新審視流動(dòng)性監(jiān)管的必要性。巴塞爾協(xié)議Ⅲ中首次引入流動(dòng)性覆蓋率（LCR）和凈穩(wěn)定資金比例（NSFR）量化監(jiān)管指標(biāo)，兼顧短期和長(zhǎng)期的全方位監(jiān)管，為有效防控銀行流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)以及維護(hù)金融體系的穩(wěn)定奠定基礎(chǔ)。參考巴塞爾協(xié)議Ⅲ中流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的監(jiān)管要求，我國(guó)在2014年3月正式實(shí)施的《商業(yè)銀行流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)管理辦法（試行）》中將LCR 納入監(jiān)管的指標(biāo)，標(biāo)志著我國(guó)銀行業(yè)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管開(kāi)始進(jìn)入強(qiáng)監(jiān)管硬約束時(shí)代。在2018年7月實(shí)施的《商業(yè)銀行流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)管理辦法》中NSFR 指標(biāo)也被正式納入銀行流動(dòng)性監(jiān)管的范圍。

理論上來(lái)說(shuō)，流動(dòng)性監(jiān)管的加強(qiáng)能夠刺激銀行對(duì)表內(nèi)外風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行控制和管理，約束銀行風(fēng)險(xiǎn)的過(guò)度承擔(dān)。然而，在長(zhǎng)期低利率環(huán)境下，流動(dòng)性監(jiān)管的作用能否依然有效？換句話說(shuō)，當(dāng)貨幣政策激發(fā)銀行過(guò)度承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，流動(dòng)性監(jiān)管能否有效抑制銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的上升，以避免系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生？是值得研究的問(wèn)題。

近年來(lái)，部分學(xué)者圍繞“貨幣政策可能不利于金融穩(wěn)定”進(jìn)行探究。Borio&Zhu（2008）通過(guò)提出“貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道”驗(yàn)證了上述觀點(diǎn)。Altunbas et al.（2010）認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在低迷階段，金融機(jī)構(gòu)預(yù)期央行會(huì)采取適度寬松的政策來(lái)抑制經(jīng)濟(jì)的下滑，從而刺激銀行等金融機(jī)構(gòu)提前加杠桿或擴(kuò)張資產(chǎn)負(fù)債表以獲取較高的利潤(rùn)。Aramonte et al.（2019）研究表明，銀行在較低的利率環(huán)境下，風(fēng)險(xiǎn)偏好上升，以致于樂(lè)意將貸款發(fā)放給信用不良的高風(fēng)險(xiǎn)客戶。劉生福和李成（2014）認(rèn)為擴(kuò)張的貨幣政策帶來(lái)的低利率壓縮了銀行的存貸利差，導(dǎo)致信貸量等同下利潤(rùn)在縮減，刺激銀行追求高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資動(dòng)機(jī)。同樣，康立和何秀（2018）實(shí)證驗(yàn)證了貨幣政策與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間存在明顯的負(fù)相關(guān)性。徐明東和陳學(xué)彬（2012）經(jīng)實(shí)證闡明，貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響程度、方向受資本監(jiān)管變量資本充足率和資產(chǎn)規(guī)模的干擾。陳偉平和張娜（2019）實(shí)證研究資本監(jiān)管的懲罰力度與貨幣政策交互項(xiàng)對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)的影響，以及該影響是否在不同類型銀行中存在異質(zhì)性。

危機(jī)后，流動(dòng)性監(jiān)管被提到與資本監(jiān)管同等重要的地位，也引起了學(xué)者們對(duì)流動(dòng)性監(jiān)管效果的研究。巴曙松等（2012）表明LCR 指標(biāo)監(jiān)管短期內(nèi)可能給社會(huì)經(jīng)濟(jì)和金融穩(wěn)定帶來(lái)一定的負(fù)面影響，增加銀行等金融機(jī)構(gòu)的道德風(fēng)險(xiǎn)。但更多學(xué)者卻得出相反的結(jié)論。潘敏等（2016）利用GMM 模型實(shí)證驗(yàn)證了NSFR 能夠有效抑制銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，而且對(duì)于城市商業(yè)銀行抑制作用更顯著。張朝洋（2019）基于中國(guó)銀行業(yè)的數(shù)據(jù)實(shí)證表明流動(dòng)性監(jiān)管可以通過(guò)控制銀行信貸標(biāo)準(zhǔn)、信貸量以及資產(chǎn)價(jià)格來(lái)制約銀行事前的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

經(jīng)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，較少文獻(xiàn)將貨幣政策和流動(dòng)性監(jiān)管納入同一框架探究貨幣政策與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系是否因流動(dòng)性監(jiān)管而發(fā)生改變。因此，筆者試圖將以NSFR代表的流動(dòng)性監(jiān)管與貨幣政策納入同一研究框架重點(diǎn)探討流動(dòng)性監(jiān)管在貨幣政策影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的調(diào)節(jié)作用，以及流動(dòng)性監(jiān)管加強(qiáng)前后該作用是否存在明顯差異。

二、理論分析

已有研究表明，在不考慮流動(dòng)性監(jiān)管等因素時(shí)，貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響的機(jī)理主要表現(xiàn)為估值效應(yīng)（Borio & Zhu，2008）、政策預(yù)期效應(yīng)（Altunbas et al.，2010）、逐利效應(yīng)（Rajan，2006）和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)（徐明東和陳學(xué)彬，2012）。然而當(dāng)考慮流動(dòng)性監(jiān)管，則該機(jī)理會(huì)隨著流動(dòng)性監(jiān)管的加強(qiáng)而受到不同程度的“扭曲”。

首先，流動(dòng)性監(jiān)管弱化了估值效應(yīng)。低利率市場(chǎng)環(huán)境帶來(lái)抵押資產(chǎn)價(jià)值的上升，導(dǎo)致商業(yè)銀行輕視信用風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估和定價(jià)，拉低銀行資產(chǎn)質(zhì)量水平，從而不利于銀行以優(yōu)質(zhì)的資產(chǎn)來(lái)應(yīng)對(duì)可能突發(fā)的流動(dòng)性短缺風(fēng)險(xiǎn)。然而受到強(qiáng)化后的流動(dòng)性監(jiān)管約束，銀行會(huì)盡可能地提升整體資產(chǎn)質(zhì)量，尤其是優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)數(shù)量的占比，所以商業(yè)銀行在信用評(píng)估時(shí)一般不會(huì)放松信貸風(fēng)險(xiǎn)審核和管控，嚴(yán)格違約概率評(píng)估，避免了風(fēng)險(xiǎn)容忍度的過(guò)度上升。其次，流動(dòng)性監(jiān)管使商業(yè)銀行對(duì)政策預(yù)期后的行為變得更為謹(jǐn)慎。隨著政策溝通和透明度的逐漸完善，即使商業(yè)銀行準(zhǔn)確預(yù)期未來(lái)央行會(huì)采取寬松的政策，但面臨流動(dòng)性監(jiān)管的約束，銀行并不會(huì)過(guò)度增加自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好，超前放貸或增加高風(fēng)險(xiǎn)投資的決策行為將變得謹(jǐn)慎，期限錯(cuò)配將保持在合理范圍內(nèi)，防止陷入流動(dòng)性困境，抑制了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的過(guò)度增加。再次，流動(dòng)性監(jiān)管削弱了逐利效應(yīng)。引入NSFR 指標(biāo)的流動(dòng)性監(jiān)管一定程度上抑制了銀行盲目追求利益的動(dòng)機(jī)。NSFR 的計(jì)算規(guī)則是依據(jù)資產(chǎn)負(fù)債的流動(dòng)性狀況賦予其折算系數(shù)，分母中表示所需穩(wěn)定資金的各項(xiàng)資產(chǎn)折算之和，其中久期越長(zhǎng)、變現(xiàn)障礙越大的高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所對(duì)應(yīng)的折算系數(shù)將越高，不利于銀行達(dá)到NSFR 最低為100%的監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)。因此，即使寬松政策會(huì)帶來(lái)息差收入的降低，縮減總體利潤(rùn)，各銀行也不會(huì)以“不達(dá)標(biāo)”為代價(jià)，尤其是資產(chǎn)規(guī)模相對(duì)較大的商業(yè)銀行，并不會(huì)盲目減少無(wú)風(fēng)險(xiǎn)證券并增加高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占比，或過(guò)度依賴同業(yè)業(yè)務(wù)加杠桿來(lái)支持信貸資產(chǎn)的配置。最后，流動(dòng)性監(jiān)管緩和了競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。在流動(dòng)性監(jiān)管的約束下，商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)者盲目追求業(yè)績(jī)的激進(jìn)行為可能會(huì)被制約，會(huì)更加重視通過(guò)調(diào)節(jié)資產(chǎn)負(fù)債質(zhì)量和期限結(jié)構(gòu)來(lái)管理流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，從而使銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)下降。

基于上述分析，流動(dòng)性監(jiān)管的介入會(huì)減弱銀行在寬松貨幣政策條件下過(guò)度承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)，并且隨著流動(dòng)性監(jiān)管的加強(qiáng)，減弱效果越明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

首先，檢驗(yàn)貨幣政策、流動(dòng)性監(jiān)管分別對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。由于銀行所承受的風(fēng)險(xiǎn)具有一定的傳染性，所以模型中嵌入了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的一階滯后項(xiàng)，參考曾智和姚舜達(dá)（2017）的模型設(shè)定，構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)面板GMM模型：

其中，i=1，2…n，表示銀行的個(gè)數(shù)；t表示樣本中所涉及的年份；Risk 為銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量；MP 為貨幣政策代理變量；LR 為流動(dòng)性監(jiān)管代理變量；control表示所涉及的宏微觀控制變量。

其次，驗(yàn)證流動(dòng)性監(jiān)管在貨幣政策影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的調(diào)節(jié)作用，即貨幣政策與流動(dòng)性監(jiān)管的交互項(xiàng)（MP×LR）對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。交互項(xiàng)去中心化處理，構(gòu)建了模型（2）：

同時(shí)，考慮到不同類型商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平略有不同，可能導(dǎo)致流動(dòng)性監(jiān)管的調(diào)節(jié)作用在不同銀行間存在差異，并且鑒于選取NSFR 指標(biāo)作為流動(dòng)性監(jiān)管變量，而監(jiān)管當(dāng)局對(duì)資產(chǎn)規(guī)模相對(duì)較大的銀行的NSFR 指標(biāo)監(jiān)管較為嚴(yán)格，所以嘗試對(duì)全樣本銀行按照規(guī)模和性質(zhì)劃分為大中型銀行（國(guó)有行和股份行）和小型銀行（城商行和農(nóng)商行），并基于模型（2）探究流動(dòng)性監(jiān)管的調(diào)節(jié)作用在銀行間的異質(zhì)性。

最后，驗(yàn)證流動(dòng)性監(jiān)管加強(qiáng)前后其在貨幣政策影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的作用是否存在差異性，以此來(lái)說(shuō)明基于巴塞爾協(xié)議Ⅲ的我國(guó)流動(dòng)性監(jiān)管效果?；谀Ｐ停?），引入時(shí)間虛擬變量、探究虛擬變量和貨幣政策與流動(dòng)性監(jiān)管三者交互（Dum×MP×LR）對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，具體模型如下。

其中，Dum 表示時(shí)間虛擬變量，2014 年之前為0，本年及之后為1。以2014 年為界是因?yàn)?014 年我國(guó)原銀監(jiān)會(huì)將流動(dòng)性覆蓋率納入流動(dòng)性監(jiān)管范圍，同年就披露NSFR指標(biāo)向各商業(yè)銀行征求意見(jiàn)，表明我國(guó)銀行業(yè)的流動(dòng)監(jiān)管開(kāi)始趨嚴(yán)。

（二）變量說(shuō)明

銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)代理變量（Risk）。以不良貸款率（npr）和Z值衡量銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（康立和何秀，2018；曾智和姚舜達(dá)，2017）。其中Z 值用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)，不良貸款率雖然主要用來(lái)衡量信用風(fēng)險(xiǎn)，但由于我國(guó)商業(yè)銀行至今仍以信貸業(yè)務(wù)為主要業(yè)務(wù)，并且央行實(shí)施的貨幣政策將直接作用于銀行的信貸規(guī)模，所以不良貸款率可以直接有效地衡量貨幣政策調(diào)控下銀行所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)狀況。Z值一般代表銀行破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)概率，Z 值越大，表明銀行經(jīng)營(yíng)越不穩(wěn)定，承受的風(fēng)險(xiǎn)越高。其中ROA 代表資產(chǎn)收益率，E/A 為權(quán)益資本與總資產(chǎn)之比，si（ROAi，t）為ROA 的標(biāo)準(zhǔn)差，參考Laeven & Levine（2008）的計(jì)算規(guī)則，ROA 的標(biāo)準(zhǔn)差采用連續(xù)3 年滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算。

貨幣政策代理變量（MP）?；谖覈?guó)貨幣政策實(shí)際調(diào)控手段，兼顧數(shù)量型和價(jià)格型工具，選取法定存款準(zhǔn)備金率（sdrr）、一年期存款基準(zhǔn)利率（dr）和銀行間同業(yè)拆借利率（7日）（sb）來(lái)衡量貨幣政策。

流動(dòng)性監(jiān)管代理變量（LR）。以凈穩(wěn)定資金比例NSFR 代表流動(dòng)性監(jiān)管變量。NSFR 主要衡量商業(yè)銀行可用的穩(wěn)定資金能夠長(zhǎng)期支持其表內(nèi)外資產(chǎn)業(yè)務(wù)發(fā)展的能力，兼顧了表內(nèi)外的流動(dòng)性水平，是對(duì)銀行整體流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的估量以及期限錯(cuò)配的直觀反映。NSFR 值越高，表明流動(dòng)性監(jiān)管越嚴(yán)格。原銀監(jiān)會(huì)規(guī)定2018 年以后資產(chǎn)規(guī)模在2000 億元以上的銀行，該指標(biāo)應(yīng)不低于100%。NSFR 計(jì)算公式如下：

其中，ASF 和RSF 分別表示各項(xiàng)目所對(duì)應(yīng)的系數(shù)，范圍為[0，1]。資產(chǎn)項(xiàng)目的流動(dòng)性越短缺，所對(duì)應(yīng)RSF 值相對(duì)越高；相反股權(quán)和債權(quán)的期限越長(zhǎng)，ASF值越高。根據(jù)我國(guó)原銀監(jiān)會(huì)2017年公布的“凈穩(wěn)定資金比例計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)”以及參考曾智和姚舜達(dá)（2017）提到的計(jì)算規(guī)則測(cè)算我國(guó)商業(yè)銀行的流動(dòng)性水平①股權(quán)、債權(quán)對(duì)應(yīng)的ASF：所有者權(quán)益1?；钇诖婵睢⑵渌蛻舸婵?.9；儲(chǔ)蓄存款0.95；定期存款1；長(zhǎng)期借款和債務(wù)證券期限大于1年1、小于1年0.5；其他負(fù)債均為0。資產(chǎn)對(duì)應(yīng)的RSF：抵押貸款、消費(fèi)貸款0.65；公司貸款0.85；其他類貸款1；總證券0.5；衍生工具0.85；其他資產(chǎn)1；現(xiàn)金及中央銀行存款0。，使得計(jì)量數(shù)據(jù)可以準(zhǔn)確反映各銀行的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)現(xiàn)狀。

控制變量（control）。為了減少實(shí)證結(jié)果的誤差和保證結(jié)果的可靠性，還需要選取微、宏觀控制變量。其中，銀行微觀變量為盈利能力（roe）、流動(dòng)性比率（ll）、資本充足率（car）、非利息收入占比（fz）、凈息差（xc）和資產(chǎn)規(guī)模（lnzc）。宏觀變量為gdp 年增長(zhǎng)率（ggdp）。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

實(shí)證樣本來(lái)自我國(guó)36 家商業(yè)銀行2008—2018年的非平衡面板數(shù)據(jù)，其中包含5家國(guó)有行、11家股份行、17家城商行、3家農(nóng)商行。樣本資產(chǎn)規(guī)模達(dá)到銀行業(yè)的64%左右，具有一定的代表性。樣本中所涉及銀行原始的微觀數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind、bankscope數(shù)據(jù)庫(kù)以及相關(guān)銀行的年報(bào)，貨幣政策以及宏觀變量數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind。表1 為涉及變量的描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)相對(duì)穩(wěn)定，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)處在可控范圍內(nèi)。大部分商業(yè)銀行的NSFR達(dá)到監(jiān)管要求，但仍有少部分銀行的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)控制能力不足，存在嚴(yán)重的存貸款期限錯(cuò)配等問(wèn)題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

由于模型中含有一階滯后項(xiàng)，為了避免內(nèi)生性以及獲得有效的參數(shù)估計(jì)，借助差分廣義矩估計(jì)法（DGMM）進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板回歸，且預(yù)先進(jìn)行的Sargan檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)表明參數(shù)估計(jì)均有效。

（一）貨幣政策、流動(dòng)性監(jiān)管分別對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響

表2中①、②、③分別表示貨幣政策代理變量為法定存款準(zhǔn)備金率sdrr、存款基準(zhǔn)利率dr 以及銀行間同業(yè)拆借利率sb 的回歸結(jié)果。sdrr、dr 和sb 的系數(shù)分別為-0.0350，-0.1184 和-0.0904，且在1%的顯著水平下顯著，說(shuō)明貨幣政策越寬松，越容易刺激商業(yè)銀行提升風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而促使其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的增加。從三者系數(shù)大小看，價(jià)格型工具（dr、sb）對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響程度較數(shù)量型工具（sdrr）突出，表明價(jià)格型政策工具在調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)對(duì)金融穩(wěn)定的影響略大。在3個(gè)回歸結(jié)果中，NSFR的系數(shù)均為負(fù)值且顯著，表明銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)隨著NSFR 的提高而降低，同時(shí)表明流動(dòng)性監(jiān)管對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有一定的抑制作用。同樣流動(dòng)性比率ll與銀行風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)的結(jié)論也印證了上訴結(jié)論。

這表明基于巴塞爾協(xié)議Ⅲ的監(jiān)管要求，我國(guó)監(jiān)管部門將NSFR 納入監(jiān)管體系，有效地削弱了銀行的資產(chǎn)負(fù)債期限錯(cuò)配問(wèn)題，尤其增強(qiáng)了銀行抵抗中長(zhǎng)期流動(dòng)性短缺的能力。

資本充足率car 作為資本監(jiān)管的核心變量，其系數(shù)為負(fù)，僅在②、③結(jié)果中顯著，表明銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)狀況部分依賴于資本監(jiān)管，資本監(jiān)管越嚴(yán)格，資本充足率越高，銀行承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)將越低。與流動(dòng)性監(jiān)管NSFR 系數(shù)相比，除了①結(jié)果，②、③結(jié)果中的car 系數(shù)絕對(duì)值均大于NSFR 系數(shù)的絕對(duì)值，對(duì)于抑制銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，資本監(jiān)管相對(duì)更有效，可能是因?yàn)橘Y本監(jiān)管直接作用于銀行資本，隨著監(jiān)管的加強(qiáng)，銀行必須留有充足的吸收損失的緩沖資本，從而約束銀行過(guò)度放貸，減少銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。因此，流動(dòng)性監(jiān)管和資本監(jiān)管雙重約束可為熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和維護(hù)金融穩(wěn)定奠定基礎(chǔ)。凈資產(chǎn)收益率的系數(shù)顯著為負(fù)。該結(jié)果與“逐利效應(yīng)”相反，可能是因?yàn)橛皆礁叩你y行主動(dòng)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿越低，在信貸質(zhì)量審核和其他風(fēng)險(xiǎn)投資方面更為謹(jǐn)慎（徐明東和陳學(xué)彬，2012）。凈息差與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著正相關(guān)。在存款剛性的條件下，凈息差越大表明銀行對(duì)外放貸的利率越高，從而表明信貸資質(zhì)相對(duì)較低，容易導(dǎo)致不良貸款率的上升，提高了銀行風(fēng)險(xiǎn)水平。非利息收入占比的系數(shù)為正且均顯著，原因在于表內(nèi)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)向高風(fēng)險(xiǎn)表外等業(yè)務(wù)。在②模型中，資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，其他均顯著為正，此結(jié)論證實(shí)了在我國(guó)銀行業(yè)中存在“大而不倒”的假說(shuō)，規(guī)模越大的銀行，業(yè)務(wù)形式越繁雜，積聚的風(fēng)險(xiǎn)也相對(duì)較多。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)，主要是由于隨著經(jīng)濟(jì)的繁榮，被貸款企業(yè)的投資收益普遍較高，從而降低了違約率，減少了銀行整體風(fēng)險(xiǎn)。

（二）流動(dòng)性監(jiān)管的調(diào)節(jié)作用

1.全樣本分析

表3為模型（2）的全樣本回歸結(jié)果，從回歸結(jié)果看，法定存款準(zhǔn)備金率sdrr、存款基準(zhǔn)利率dr與流動(dòng)性監(jiān)管變量NSFR的交互項(xiàng)系數(shù)均為正，與sdrr和dr的系數(shù)相反，且分別在10%和1%的顯著水平下顯著；而同業(yè)拆借利率與NSFR交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但并不顯著。整體來(lái)說(shuō)，貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響程度依賴于流動(dòng)性監(jiān)管的約束，即流動(dòng)性監(jiān)管約束能有效削弱寬松貨幣政策刺激銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)增加的程度，其中對(duì)存款基準(zhǔn)利率的削弱效果最突出，流動(dòng)性監(jiān)管表現(xiàn)出積極的調(diào)節(jié)作用。該結(jié)論印證了前文的機(jī)理分析，在流動(dòng)性監(jiān)管約束下，銀行冒險(xiǎn)逐利行為更為謹(jǐn)慎。我國(guó)商業(yè)銀行在2008 年的金融危機(jī)中之所以受影響較小，部分原因就在于我國(guó)對(duì)銀行流動(dòng)性監(jiān)管相對(duì)嚴(yán)格。

表3 模型（2）全樣本回歸結(jié)果

2.銀行異質(zhì)性分析

表4 為基于模型（2）的兩大類型銀行的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果看，大中型銀行（國(guó)有和股份制銀行）所對(duì)應(yīng)的sdrr、sb 與流動(dòng)性監(jiān)管NSFR 交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，并與sdrr 和sb 系數(shù)相反。表明對(duì)于國(guó)有銀行和股份制銀行來(lái)說(shuō)，NSFR 能夠有效抑制銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，且在寬松貨幣政策刺激銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)增加中發(fā)揮了積極的調(diào)節(jié)作用。主要因?yàn)橘Y產(chǎn)規(guī)模較大的國(guó)有銀行和股份制銀行處在我國(guó)銀行業(yè)的前端，其穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)對(duì)于不觸發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)至關(guān)重要，自然受到相對(duì)嚴(yán)格的監(jiān)管，同時(shí)為了避免陷入流動(dòng)性短缺的危機(jī)中，該部分銀行會(huì)謹(jǐn)慎對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)管控并實(shí)施穩(wěn)健的經(jīng)營(yíng)策略。從小型銀行（城商行和農(nóng)商行）結(jié)果看，雖然對(duì)應(yīng)的NSFR 系數(shù)為正，但顯著性不強(qiáng)；以及MP 與NSFR 交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但僅有sb 與MP 交互項(xiàng)在10%水平下顯著。整體來(lái)看，流動(dòng)性監(jiān)管指標(biāo)NSFR 對(duì)小型銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)還沒(méi)有起到有效的抑制作用，從而不能弱化貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的不良影響?？赡艿慕忉屖?，隨著互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)傳統(tǒng)金融業(yè)利潤(rùn)的不斷蠶食，不具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的小型銀行逐利動(dòng)機(jī)相對(duì)強(qiáng)烈，而低利率政策和強(qiáng)的流動(dòng)性監(jiān)管進(jìn)一步壓縮了銀行的利差，可能導(dǎo)致那些為了獲取更多利潤(rùn)的小型銀行冒險(xiǎn)行為更為激進(jìn)，甚至不惜違背監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行著監(jiān)管套利的行為。

表4 模型（2）銀行異質(zhì)性分析

（三）流動(dòng)性監(jiān)管加強(qiáng)前后調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性

表5為模型（3）的回歸結(jié)果，重點(diǎn)研究虛擬變量、貨幣政策與流動(dòng)性監(jiān)管三者交互對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。從回歸結(jié)果看，在控制其他變量的條件下，Dum×NSFR×sdrr 的系數(shù)為0.0736，與sdrr 系數(shù)符號(hào)相反，且在1%水平下顯著。該系數(shù)相比模型（2）全樣本中的NSFR×sdrr 系數(shù)0.0394 增加了0.0342。同樣Dum×NSFR×dr 的系數(shù)也比模型（2）全樣本中的NSFR×dr 系數(shù)增加0.0581，表明2014 年及以后我國(guó)流動(dòng)性監(jiān)管的加強(qiáng)對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響起到硬約束作用，強(qiáng)化后的流動(dòng)性監(jiān)管能更有效地削弱了擴(kuò)張的貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)面影響。2014年以后隨著我國(guó)將流動(dòng)性覆蓋率納入流動(dòng)性監(jiān)管指標(biāo)，商業(yè)銀行在控制流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)方面更為謹(jǐn)慎，尤其在期限錯(cuò)配方面，為滿足監(jiān)管要求，即使商業(yè)銀行在經(jīng)濟(jì)繁榮、流動(dòng)性充裕時(shí)，也須留有充足的優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)以應(yīng)對(duì)30日內(nèi)可能產(chǎn)生的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，降低了銀行發(fā)生流動(dòng)性危機(jī)的概率。這意味著遵循巴塞爾協(xié)議Ⅲ的流動(dòng)性監(jiān)管增強(qiáng)了與貨幣政策的協(xié)調(diào)力度，有利于減弱銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。

表5 模型（3）的回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

為了驗(yàn)證上述實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，將不良貸款率替換成Z 值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，三個(gè)基本模型均通過(guò)了Sargan 和AR 檢驗(yàn)。其次，貨幣政策的3 個(gè)代理變量以及NSFR 指標(biāo)均與Z 值呈顯著負(fù)相關(guān)，與上文結(jié)論一致。最后，除了個(gè)別變量外，流動(dòng)性監(jiān)管與存款基準(zhǔn)利率的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，同時(shí)虛擬變量、流動(dòng)性監(jiān)管與存款基準(zhǔn)利率三者交互系數(shù)也顯著為正，該結(jié)論均與上文觀點(diǎn)一致，即前文結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

基于2008—2018 年我國(guó)36 家商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析了流動(dòng)性監(jiān)管在貨幣政策影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的調(diào)節(jié)作用，以及流動(dòng)性監(jiān)管加強(qiáng)前后該作用是否存在差異性。結(jié)果表明：一是寬松的貨幣政策會(huì)激發(fā)銀行增加風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的沖動(dòng)，而以NSFR代表的流動(dòng)性監(jiān)管能有效約束銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的過(guò)度增加。二是流動(dòng)性監(jiān)管能有效削弱寬松貨幣政策刺激銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)增加的程度，其中對(duì)存款基準(zhǔn)利率的削弱效果最突出，流動(dòng)性監(jiān)管表現(xiàn)出積極的調(diào)節(jié)作用，但該作用在不同類型銀行中表現(xiàn)出異質(zhì)性，其中對(duì)國(guó)有銀行和股份制銀行的調(diào)節(jié)作用更為積極。三是我國(guó)基于巴塞爾協(xié)議Ⅲ的流動(dòng)性監(jiān)管的削弱效果更明顯。

基于研究結(jié)論可以得到以下政策啟示：第一，在制定貨幣政策時(shí)，應(yīng)兼顧金融穩(wěn)定，關(guān)注商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。應(yīng)了解不同政策工具對(duì)商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響程度的異質(zhì)性，深化數(shù)量、價(jià)格型工具的有效組合，為實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)和防范金融重大風(fēng)險(xiǎn)提供支撐。第二，優(yōu)化貨幣政策工具和監(jiān)管政策的協(xié)同配合。在防范金融風(fēng)險(xiǎn)方面，審慎監(jiān)管政策是對(duì)傳統(tǒng)貨幣政策框架的有力補(bǔ)充。然而，監(jiān)管當(dāng)局不僅要注重NSFR 和LCR 對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)的影響，更需要關(guān)注其對(duì)貨幣政策實(shí)施效果的影響。在強(qiáng)監(jiān)管政策下，如果僅是通過(guò)不斷提高流動(dòng)性等監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)來(lái)約束銀行風(fēng)險(xiǎn)的上升，以達(dá)到防控金融風(fēng)險(xiǎn)的目的，則會(huì)削弱貨幣政策的調(diào)控目標(biāo)；同時(shí)，如果對(duì)于不同類型銀行實(shí)施相同程度的監(jiān)管規(guī)則，可能不利于金融風(fēng)險(xiǎn)的高效控制。因此，各監(jiān)管當(dāng)局在政策制定過(guò)程中應(yīng)相互配合，基于金融市場(chǎng)參與主體意見(jiàn)的基礎(chǔ)上，結(jié)合不同類型銀行對(duì)監(jiān)管規(guī)則的行為反應(yīng)，適時(shí)調(diào)整和不斷完善監(jiān)管規(guī)則，探索動(dòng)態(tài)化和差別化的審慎監(jiān)管體系，同時(shí)把控好政策調(diào)控的力度和節(jié)奏，為建立健全貨幣政策與宏觀審慎政策“雙支柱”調(diào)控框架奠定基礎(chǔ)。