巴塞爾協議Ⅲ下我國商業銀行資本監管問題研究

趙微薇

摘要：2010年巴塞爾協議Ⅲ頒布之后，我國監管當局積極響應，并從我國實際出發，隨后頒布了一系列資本監管新舉措，被業界稱之為“中國版的巴塞爾協議Ⅲ”。本文從資本監管角度出發，利用16家上市銀行2008-2013年面板數據，采用資本充足率、貸款規模增長率、存款規模增長率、經濟增長率、貸款利率五個指標對資本充足率與信貸規模增長率及經濟增長率之間的關系進行了實證檢驗，并提出相關政策建議。

關鍵詞：巴塞爾協議Ⅲ；資本監管；面板協整模型

一、引言

2007 年席卷全球的金融危機使民眾開始質疑巴塞爾協議II在資本監管方面的有效性，各國監管當局也開始意識到巴塞爾協議II在監管方面存在的漏洞，經過數月激烈爭執，2010年9月12 日巴塞爾銀行監管委員會討論通過了加強銀行體系資本要求的改革法案，業界普遍稱其為《巴塞爾協議Ⅲ》，隨后又相繼公布了《巴塞爾第三版協議：更加穩健的銀行和銀行體系的全球監管框架》、《巴塞爾第三版協議：流動性風險計量、標準和監測的國際框架》等文件。《巴塞爾協議Ⅲ》被稱為是全球最嚴銀行業資本新規，這一次對銀行體系資本要求的改革可以說是歷年來巴塞爾銀行監管委員會在銀行監管領域里實行的最大規模改革。

二、《巴塞爾協議Ⅲ》的主要內容

從具體框架來看，《巴塞爾協議Ⅲ》較之前的版本來說，在資本的定義和流動性的監管標準方面都可能有所放寬，可以預計，對正處于后危機時期的全球銀行業來說，實施新巴塞爾協議所可能經受的沖擊會有所降低①。此次的修訂主要關注逆周期的緩沖資本設立、商業銀行最低資本金要求、流動性比率的監管指標等幾個方面，具體表現為：

（1）新協議規定商業銀行普通股構成的核心一級資本占風險資產的下限提高2.5%，即從2%提到4.5%；一級資本充足率下限提高2%，即從4%提至6%；資本充足率則保持在8%不變，此外還設立2.5%的資本防護緩沖資金及引入最低為3%的杠桿率指標。

（2）加入流動性覆蓋比率（Liquidity Coverage Ratio）和凈穩定融資比率（Net Stable Funding Ratio）兩個指標來監管銀行業流動性，其中，規定LCR不低于100%，NSFR必須大于100%。LCR是為了應對突發的流動性中斷情形，手段是通過提高商業銀行的短期流動性；NSFR則鼓勵銀行經營業務資本來源使用的是穩定資本，常作為衡量流動性錯配的一項指標。

（3）2008年金融危機給我們的一大警鐘是，順周期性的應對無力以及系統性風險監管不足等現有監管的缺陷，因此此次巴塞爾委員會提出反周期緩沖資本要求，這是指各大商業銀行在信貸充分的時候能做好第二手準備，當信貸規模過快增長時，系統范圍內的風險會不斷積累，這樣反周期緩沖資本則會降低風險，這一概念的提出體現出《巴塞爾協議Ⅲ》宏觀審慎的目標。

2009年金融海嘯爆發前，我國仍以《巴塞爾協議II》為實施標準。金融危機爆發后，監管當局對全球的金融形勢進行了全新審視。我國自2009年4月加入巴塞爾委員會以來，加快了國內金融監管改革的步伐，并將其寫入“十二五”規劃中。2011年2月在借鑒《巴塞爾協議Ⅲ》的基礎上，銀監會根據我國銀行業發展的具體情況，制訂出四大監管工具，確定了我國銀行業監管的新框架。隨后，銀監會相繼發布了《關于中國銀行業實施新監管標準的指導意見》、《商業銀行杠桿率管理辦法》、《資本充足率管理辦法》等相關規定，分別在資本充足率、貸款損失準備、流動性風險等幾個方面確定了具體適用于我國國情的監管要求。統計數據顯示，實行這一系列資本監管后我國銀行業資本充足水平整體上有所提高，加權平均資本充足率和撥備覆蓋率分別于2010年上半年增加至11.1%、186%。

三、基于面板數據的實證分析

1、變量和模型介紹

監管政策的實質可以說是對資本的監管，我國新監管政策要求提高資本充足率、引入杠桿率的監管標準，其實是要求銀行持有足夠多的一級資本來抵御風險，保持穩定性。金融的發展必然會對宏觀經濟造成影響，宏觀經濟的發展又離不開金融的健康發展。因此，本文選取了貸款增長率（LOAN）、資本充足率（CAR）、經濟增長率（GDP）三個變量，并加入存款增長率（DEP）和利率（R）水平，進行資本監管對經濟增長及貸款規模增長的實證分析。由于數據的可獲得性，本文采用2008-2013年16家上市銀行的數據來進行研究，分別為中國銀行、建設銀行、工商銀行、農業銀行、交通銀行、平安銀行、興業銀行、民生銀行、浦發銀行、華夏銀行、招商銀行、光大銀行、中信銀行、南京銀行、寧波銀行、北京銀行。數據均來自和訊網站及wind資訊，構建的實證模型如下：

2、實證檢驗

（1）回歸模型

首先，用eviews6.0對樣本數據進行回歸，本文經過綜合F檢驗和HAUSMAN檢驗（結果略）來判斷應采用何種形式的模型，結果顯示采用固定效應模型的回歸結果優于隨機效應模型的回歸結果，因此我們得到兩個回歸方程為： （2）面板單位根檢驗

為了保證結構的穩健性，本文使用了多種檢驗方法： LLC 檢驗、IPS檢驗、PP-Fisher Chi-square及ADF-Fisher Chi-square。相應檢驗結果在表1中列出。

從表2、表3可以看出，上述五個變量的原值在三種檢驗方式下得出的結論并不一致，因此，可以認為這五個變量序列為非平穩，然而從變量的一階差分來看，這些變量均為平穩過程，即一階單整I（1）過程，因此可進行下一步面板協整檢驗。

（3）面板協整檢驗

在進行協整檢驗時，本文根據Pedroni（1999）提出的協整檢驗方法，所有檢驗的原假設均是“不存在面板協整關系”。

從表3的檢驗結構來看，只有Panel rho-Statistic與Group rho-Statistic沒有拒絕原假設，其余都拒絕原假設，因為在小樣本中，panel adf-stat、group adf-stat檢驗效果最好，因此，綜合來看，方程各變量間均存在協整關系。

（4）面板協整關系估計

面板協整檢驗的結果只是證實了經濟增長率與資本充足率、貸款利率、存款增長率、貸款增長率之間存在長期關系，具體協整方程還需進一步估計，之前我們已經判斷出采用固定效應模型更合適，這里僅對以GDP為因變量，CAR、DEP、LOAN、R為自變量的方程進行檢驗，具體結果如下表所示：

四、結論及啟示

通過實證分析，我們可以得出以下結論：一是通過以貸款增長率為因變量，其余三個變量為自變量的回歸方程可以得出，貸款增長率與資本充足率成反向變動關系，即資本充足率每提高1%，貸款增長率會下降0.45%；貸款增長率與經濟增長速度及利率也呈負相關關系，每提高1%的貸款增長率會分別降低0.26%的經濟增長率及3.82%的貸款利率，經濟增長率和資本充足率的變動對貸款增長率變動的影響較小；二是通過協整方程，我們可得出資本充足率與經濟增長率呈正相關關系，但是系數小于1%，相關性并不顯著。這與部分學者得出的結論相同，這可能是因為2008年后，我國銀行的資本充足率較高，銀行資本監管達到要求，短期內并不會給銀行經營和經濟增長帶來太大的影響，另外，貸款利率與經濟增長率呈正向變動關系，貸款利率每上升1%，經濟增長速度會提高0.12%。因此，總的來看，新監管標準的實施，從短期內看，并未對經濟增長率和貸款增長率造成較大影響。但是如果從長期看，為了保證經濟的健康穩定運行和銀行經營的穩健性，我們仍需加強動態的監管政策的建立，各商業銀行應采取多渠道補充資本、完善內部評級法和信息披露制度等措施來應對風險。

參考文獻：

[1] 巴曙松.《巴塞爾協議Ⅲ》下的資本監管進程及其影響[J].西部論叢，2010（10）.

[2] 蔡允革.資本監管對我國商業銀行資本充足率和資產風險水平影響的實證研究 [J].西部金融，2008（10）.

[3] 巴曙松.巴塞爾資本協議Ⅲ的新進展[J].中國金融，2010，（19）：98-99.

[4] 羅平.巴塞爾新資本協議研究文獻及評述 [M].中國金融出版社，2004.

[5] 劉巍，陳昭.計量經濟學軟件EViews6.0建模方法與操作技巧[J].機械工業出版社，2011（6）.