中國銀行業資本監管與風險激勵效應實證檢驗

摘要：文章運用聯立方程組模型，對中國127家商業銀行2008-2011年間的資本充足率與風險行為之間的關系進行了實證分析。研究結果證明，資本充足率監管的風險激勵效應存在且顯著，對資本不足的銀行而言，風險激勵效應則更明顯。監管當局提高資本充足率的目標是增強銀行體系的穩健性，如果風險激勵效應存在，則與資本監管的初衷背道而馳，這是監管當局不得不引起關注之處。

關鍵詞：商業銀行；資本充足率；風險激勵效應；實證檢驗

巴塞爾協議III的核心是加強銀行資本數量和質量監管，對資本充足率提出了更加嚴格的要求，商業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，商業銀行風險行為將反應如何？風險水平將有何種變化？能否提高銀行系統安全性？本文將資本監管對銀行風險行為的影響結果定義為資本監管的風險激勵效應。利用127家商業銀行2008年～2011年度的面板數據，研究了中國銀行業資本充足率監管的風險激勵效應，初步探討并回答了上述問題。

一、 文獻綜述

理論界和監管實踐對資本充足率監管的風險激勵效應一直存在較大的爭議。基于不同的假設條件和模型形成了三類結論。一些學者基于效用最大化假設，認為資本監管要求會激勵銀行提高風險偏好。Kahane（1977）認為增加資本監管可能增加而非降低銀行風險。Koehn和Sant-omero（1980、1988）在均值—方差模型下，預期收入效應存在，導致銀行提高資產組合風險水平。Blum（1999）在一個動態框架中，加入了期間效應認為資本不足的銀行為達到資本充足率要求，可能增加當期資產風險。Shrieves和Dahl（1992）、Jacques和Nigro（1997）建立了聯立方程組模型，證明銀行資本與資產風險之間呈正相關關系。Altunbas等（2011）運用半相依回歸模型，利用1992年～2000年歐洲銀行的數據，發現資本與風險之間顯著正相關。

另一些學者則從價值最大化假設出發，認為資本監管要求能夠降低銀行風險水平。Furlong和Keeley（1989）、Rochet（1992）假定銀行追求價值最大化，證明資本提高與風險負相關，即在險資本效應（Capital at Risk）使資本監管具有負向激勵效應。吳俊、張宗益、徐磊（2008）運用Shrieves and Dahl聯立方程組，根據中國12家上市銀行2003年～2006年面板數據，認為在險資本效應顯著。馬理、黃憲和代軍勛（2008）構建了風險偏好指數，認為資本約束越嚴格，信貸越穩健，風險越低。

還有一些學者認為資本監管要求與銀行風險之間的關系不確定。Jensen（1976）認為風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）運用多期動態資產組合選擇模型，運用美國1984年～1993年銀行數據，證明資本約束與銀行風險行為之間呈“U”型關系。Rime（2000、2001），Hovakimian和Kane（2000）分別研究了瑞士銀行業和新興市場銀行數據，認為資本監管不影響銀行的風險偏好。Altunbas（2001）認為歐洲商業銀行和儲蓄銀行的資本與風險顯著正相關，而合伙銀行資本水平與風險呈顯著負相關關系。Heid等（2003）以德國儲蓄銀行1992年～2002年數據為樣本，采用修正的Shrieves-Dahl模型，發現銀行資本和風險的調整關系依賴于緩沖資本的高低。Inwon Song（1998）根據韓國1993年～1996年25家銀行數據，證明總體上銀行高風險資產沒有增加。

二、 模型的構建與說明

1. 模型的構建。從銀行實際運行機制來看，銀行將協同考慮資本與風險的變動，從而確定其資本水平和風險行為，因此，模型的設計應當反應這一內在協同關系。我們參照Shrieves和Dahl（1992）創立的局部調整的聯立方程組模型，Jacques和Nigro（1997）對模型做了修正和發展，該模型在以后的資本與風險研究文獻中被廣泛應用。

Hart和Jaffee（1974）和Marcus（1983）認為資本的調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，假設資本和風險的變動由兩部組成，一部分是內生性變量，另一部分是外生性隨機因素，建立資本與風險行為聯立方程組模型，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時期的資本和風險調整。ΔCARdj，t和ΔRISKdj，t表示銀行自主調整的內生指標，εj，t和νj，t分別表示影響資本和風險水平的外生變量。ΔCARdj，t和ΔRISKdj，t以本期目標數值與滯后一期的實際值之差來表示，如函數式（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在當期的資本和風險水平的目標值，CARj，t-1和RISKj，t-1分別表示銀行j前一期的資本和風險的實際值。α和β是系數。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）

銀行當期的資本和風險目標水平無法直接觀察，根據Shrieves和Dahl（1992），Jacques和Nigro（1997），Rim（2001），Heid和Porath，etc（2003）等研究，可以分別表示為監管壓力、資產規模、收益率水平、資產質量等變量的函數。由此，建立聯立方程模型：

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管壓力下的反應，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。

風險指標（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。在風險方程中作為被解釋變量。

收益水平（ROA）。本文采用資產收益率指標（ROA）代表效率水平。

資產規模（SIZE）。一般認為，資產規模越大，更容易多元化配置資產，實現風險的分散化。本文選用總資產指標，計量時取自然對數。

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

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

GDP指標。宏觀經濟環境對銀行的收益和資本有實質影響，銀行的經營業績和資本水平也具有順周期性，本文采用GDP增長率表示宏觀經濟環境。

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

3. 樣本數據說明。本文選取中國127家銀行2008年～2011年四年的面板數據為樣本，共計3 048個樣本點。本文采用了大樣本數據，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管效應。

（1）數據來源。本文數據來源于畢馬威2007年～2011年《中國銀行業調查報告》，Wind萬德數據庫，各家上市銀行年報，部分銀行網站年報披露等。所有數據均來源于公開渠道，并經審計師審計，數據質量和真實性較高。

（2）數據樣本概況。從樣本銀行的總量來看，2011年全部樣本銀行的總資產合計91.88億元，占中國全部銀行總資產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%，所有者權益合計5.71萬億，占全部銀行所有者權益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家股份制商業銀行，80家城市商業銀行，20家農村商業銀行（農村合作銀行），9家在大陸注冊的外資法人銀行，涵蓋了中國主要的商業銀行類型。

三、 回歸結果及分析

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）進行聯立方程組模型估計，3SLS估計方法考慮了變量的內生性，保證模型估計結果一致性。而且，由于兩個方程的擾動信息項同時相關，3SLS估計方法估計效率更高。運用Eviews6.0回歸結果如表2所示。

1. 資本方程計量結果分析。滯后一期資本壓力（PRt-1）。在兩個模型下，PRt-1均在1%的置信區間下顯著，且相關系數為負。表示上期資本不足的銀行（即PRt-1越小），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。

資產規模（SIZE）。在兩個模型下，SIZE均在1%的置信區間下顯著，且相關系數為負。表示資產規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保護，融資渠道廣，補充資本的成本更低，銀行對資本充足率的依賴不強，國家信譽的保障部分的替代了資本充足率對市場傳達的聲譽信息。

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

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

2. 風險方程計量結果分析。模型Ⅰ中，dCAR相關系數為0.1707，且在5%置信水平下顯著，代表當資本約束提高時，銀行在提高資本充足水平的同時，也增加了資產的風險水平，因此，資本監管的風險激勵效應是存在的。

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

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

四、 結論與政策建議

1. 資本充足率監管要求可以有效提高商業銀行的資本充足率水平，有利于提高整個銀行業的穩健性和抵御極端風險的資本實力。商業銀行在監管強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定。

2. 實證檢驗證明，銀行資本約束提高可能產生風險激勵效應。因此，監管當局應當充分意識到資本充足率監管可能帶來的負面影響，除了強化資本充足率監管以外，還要加強監督檢查，風險教育等措施，強化新資本協議下第二支柱的功能，有效引導和約束商業銀行的風險行為和風險偏好。

3. 商業銀行的董事會和管理層之間應當進行有效的溝通，降低信息不對稱帶來的道德風險和逆向選擇。董事會應設定合理的利潤目標和風險目標，平衡好兩者之間的關系，處理好短期利益與長期穩定經營的利益沖突，約束管理層可能出現的逆向激勵傾向。

參考文獻：

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.中國經濟轉型期商業銀行資本與風險行為研究——兼論巴塞爾協議在我國的實施效果.財經研究，2008，（1）：51-60.

4. 聶廣禮，成峰.商業銀行的信貸組合管理——基于我國上市銀行信貸投向的分析.現代經濟探討，2012，（8）.

作者簡介：賀文峰，中央財經大學金融學博士生，高級經濟師。

收稿日期：2013-02-27。