資本約束、杠桿率新規與監管效果:來自中國上市銀行的證據

馮 乾，侯合心

(1.中國工商銀行 博士后科研工作站，北京100032;2.中央財經大學 中國金融發展研究院，北京100081;3.云南財經大學 金融學院，云南 昆明650221)

一、引 言

《巴塞爾協議Ⅲ》是巴塞爾委員會在國際金融危機中，對國際銀行業原有監管體系進行反思和作出適應性調整的代表性文本，從發布之日起，就受到全球金融市場和各國監管當局的重視。當前中國銀行業正處在利率市場化的深化改革階段與經濟結構調整的宏觀環境中，同時還面臨著金融市場的發展變化，如金融脫媒、互聯網金融、影子銀行等，不僅對傳統銀行業形成挑戰，而且也預示著中國銀行業的經營將面臨競爭結構更加復雜和風險進一步加大的局面。在這樣的背景下，跟蹤研究《巴塞爾協議Ⅲ》所包含的各項監管政策實施進展和實施效果，不僅是國內監管理論發展的需要，也是關系中國銀行業監管實踐進展評價的重要現實問題。

《巴塞爾協議Ⅲ》在資本監管方面的最大亮點，莫過于在微觀審慎監管框架下，提出了更高的資本充足率監管要求和引入杠桿率新規①作為資本監管的補充指標。2009年《巴塞爾協議Ⅲ》公布后，中國銀監會迅速作出反應，頒布了一系列“中國化”的資本監管標準②。也正是因為存在《巴塞爾協議Ⅲ》相關監管標準和工具“中國化”的現實，尤其是杠桿率新規實施，能否與原有的資本充足率標準共同有效降低銀行業風險水平?在新監管標準實施初期乃至一個較長時期，中國商業銀行是否面臨較大的資本監管壓力，以及新監管標準實施在強化銀行資本和風險管理的同時，是否會以犧牲績效為代價，等等，所有這些問題都必然成為與執行《巴塞爾協議Ⅲ》相關和有必要加以深入研究的問題。

本文結構安排如下:第二部分是相關文獻綜述，第三部分是理論分析，并在理論的基礎上提出研究假設，第四部分構建研究設計，包括資本充足率和杠桿率監管模型的設立及相關變量的說明，并介紹了樣本選擇和數據來源;第五部分對計量結果進行分析，并做了穩健性檢驗;最后是本文的結論與啟示。

二、文獻綜述

自從巴塞爾委員會于1988年公布《統一國際銀行資本計量和資本標準的協議》(即《巴塞爾協議Ⅰ》)以來，世界各國銀行監管當局出于降低金融市場風險和提高銀行業經營穩健性的考慮，均對銀行提出嚴格的資本要求，與此相對應的是，資本監管隨之成為銀行業監管領域的研究熱點。

從現有文獻來看，涉及資本約束如何影響銀行資本調整和風險行為的研究相對較為豐富，但現有文獻對資本約束能否降低銀行風險的問題上，一直存在爭論。理論上主要表現為兩種截然不同的監管效應導致的不同風險行為:一種是“預期收入效應”(expected income effect)和“道德風險”(moral hazard)會刺激銀行追求更高的風險承擔;另一種是銀行面臨的“在險資本效應”(capital at risk effect)使其在投資時更為謹慎，從而降低銀行風險水平。對于實證文獻而言，大多數研究都證實了資本和風險調整之間的正相關關系，說明銀行隨著時間的推移增加了他們的資本水平，同時也增加了他們的風險承擔。如 Shrieves and Dahl[1]通過構建局部調整模型，采用聯立方程來研究資本約束對銀行資本和風險變動的影響，發現銀行資本水平和資產組合風險同時變化，并且存在正相關關系。Ito and Sasaki[2]發現，日本的銀行在資本監管壓力下進行資產組合調整，并降低風險資產規模的同時，傾向于增加混合資本工具，以及次級債的發行。Iwatsubo[3]認為，預期未來的資本監管水平的上升將使商業銀行即期風險增加，銀行希望在即期通過承擔更大的風險來增加將來的資本充足水平。Shim[4]發現資本不足的保險人會增加資本來規避監管懲罰，并且為了規避監管帶來的成本會承擔更高的風險水平。這些研究實際上對巴塞爾協議“以資本約束風險，進而維持銀行體系穩健”的核心監管理念提出了挑戰。然而，另一種觀點則認為以資本約束銀行風險是有效的，如Konishi and Yasuda[5]的分析結果顯示資本充足要求可能降低了商業銀行的風險。Dangl and Lehar[6]基于連續時間金融提出了銀行風險資產選擇模型，認為資本監管要求能避免銀行過度風險行為，使銀行資產組合選擇得到更好的控制。Koziol and Lawrenz[7]研究發現銀行資本要求通過促使股東吸收較大部分損失，降低了銀行道德風險和過度冒險行為。

自從 Shrieves and Dahl[1]首次構建了局部調整模型后，學術界已經基本確立了以聯立方程為核心的銀行資本和風險行為研究體系。已有研究對局部調整模型的拓展主要有三條路徑:第一，通過加入外生變量對模型進行相應修正，如 Jacques and Nigro[8]、Aggarwal and Jacques[9]、Leaven and Levine[10]等研究。第二，將這一模型用到不同國家或地區，用來檢驗資本監管在這些地方的適用性。大多文獻考察了歐洲銀行業[11-14]和美國銀行業[4]，也有關于日本銀行業[2-3]、印度銀行業[15]以及加拿大銀行業[16]的相關實證研究。第三，通過替換或者增加方程來改造模型。Altunbas et al.[17]增加了效率方程，研究了銀行資本、風險和效率之間的關系。Jokipii and Milne[13]在局部調整模型基礎上，把資本充足率的方程替換成資本緩沖方程，通過實證發現樣本期間銀行短期資本緩沖和資產組合風險調整之間呈正相關。按照這一思路，Guidara et al.[16]研究了資本緩沖、風險和銀行績效之間的動態關系。但他們的研究還沒有涉及到杠桿率指標，相比前兩條路徑豐富的文獻，沿著第三條路徑進行創新的研究更為少見。在國內，運用該模型對中國商業銀行在資本約束下的資本調整和風險變動進行研究的學者也比比皆是，較為典型的有:朱建武[18]對中國中小型銀行，吳棟和周建平[19]對中國14家大中型銀行，以及許傳友[20]針對57家銀行數據的分析和檢驗。這里值得注意的是，上述學者的研究，始終未能得到一致的結論。

杠桿率實質上是一種非加權風險的銀行資本約束，是對銀行風險敏感性資本充足率監管的一個補充[21]。銀行業對缺乏風險敏感性的杠桿率引入，一方面很可能激勵銀行在現有規模下持有高風險資產，不斷以高風險資產替代低風險資產來提高資產收益率[22]，這就是所謂的“資產替代效應”或者說“摘桃子”現象;另一方面，杠桿率的實施還可能使銀行更多持有資本并減少負債融資，這將減少負債的稅盾效應，削弱銀行盈利能力。在國內，關于杠桿率對商業銀行行為的影響，黃海波[23]等采用線性規劃方法，分析了商業銀行在資本充足率和杠桿率雙重約束下的行為，通過研究發現，杠桿率降低了風險敏感度，而為了防止銀行杠桿率過高，還將會付出較高成本。沈慶劼[24]采用了一個信息不對稱的理論模型，對杠桿率監管效果進行分析，模型分析表明杠桿率限制對商業銀行監管資本套利可以起到遏制作用。此外，袁慶祿[25]的研究結論認為，杠桿率監管新規對中國銀行業短期內壓力不大，但隨著銀行規模擴張，這種壓力會長期存在。但可以歸結的是，上述研究大多基于對杠桿率監管進行理論分析，而采用計量模型和運用數據對杠桿率監管進行實證研究的并不多見。

綜上所述，本文旨在從以下幾個方面作出探索:第一，現有文獻大多考察了資本監管下的商業銀行資本變動和風險承擔行為，而本文則將研究視角轉移到《巴塞爾協議Ⅲ》標準下資本約束和杠桿率新規的監管效果;第二，我們采用了廣義監管有效性含義，這是因為狹義監管有效性，限于討論監管能否促使銀行風險降低，而廣義監管有效性，除包含狹義監管有效性外，還包括監管對銀行長期競爭力的影響。商業銀行雖然是被監管對象，但其作為經營主體的營利特性與所有企業主體并無異質，單一針對風險控制，而忽略對監管與商業銀行的利益機制關系的討論，不僅不利于從認識上引導商業銀行適應監管的積極性，而且還可能誘導商業銀行通過行為博弈規避監管。因此，衡量一項監管制度的有效性如何，除考量降低風險效果外，還應同時考慮是否兼有提高或至少不以銀行績效降低為監管成本的效果;第三，這里的分析雖然不脫離已有的分析基礎模型和思路，但我們將在改進 Shrieves and Dahl[1]的聯立方程模型的基礎上，沿著第三條路徑進行拓展，以銀行績效方程替換資本調整方程，以此比較分析兩種監管標準對中國上市銀行績效和風險變動的影響。本文既是對現有文獻的一個補充，也可以為完善中國銀行業監管有效性提供經驗證據。

三、理論分析與研究假設

傳統觀點認為，更高的資本充足率與更低的稅后資產收益率相關，即資本和收益之間呈負相關關系，并且，這一具有普遍認同性的觀點，與標準的“完善資本市場單期模型”(one period models of perfect capital markets)的結論一致[26]。在假定銀行和投資者之間信息對稱的前提下，該模型得出如下基本結論:資本充足率提高會降低股權風險，進而也降低了均衡時投資者要求的預期收益率。同時，由于利息支付可以抵稅，更高的資本充足率減少了抵稅稅盾(tax shield)，使得稅后收益也有所降低。但是，總體關系而言，資本充足率與銀行的績效和風險均體現為負相關。由于商業銀行的經營目標是利潤最大化，這樣的模型求證關系結論隱含著這樣一個銀行行為取向，即:銀行在執行資本充足率監管政策時，必定要在降低績效和降低風險這樣兩個具有“內在悖論”特性的目標之間進行取舍。

上述模型所反映的認識，是否就是現代銀行業市場及銀行市場監管的一個不可重新認識的通例呢?關鍵在于對既定模型的假設前提和對市場發展的認識。如果放松“完善資本市場單期模型”的信息對稱假設，并且銀行存在破產成本，那么，上述銀行資本、績效和風險的關系將會發生改變。銀行資本充足率的提高，不僅可以降低風險和破產成本，進一步還能降低債權人要求的風險補償，即減少利息支付，從而有利于銀行績效的提高。

在特定情況下，“預期破產成本假說”(expected bankruptcy costs hypothesis)也可以解釋資本充足率和凈資產收益率之間的正相關關系。如果整個銀行業增加了外生的破產風險，銀行預期破產成本會在這種出乎意料的情形下增加。那么，除非有足夠的時間進行資本調整，否則大部分銀行的資本充足率會處在低于均衡資本充足率的水平。當銀行對預期破產成本有充分意識的前提下，按照新的均衡目標要求，會迅速提高資本充足率水平，銀行對其未保險債務只需支付相對較低的利息，在其他條件不變時，這些銀行將有相對較好的資產收益率表現。在“信號傳遞假說”(signaling hypothesis)中，放松了信息對稱的假設，并允許銀行管理者擁有對未來現金流的非公開信息。管理層可以通過資本決策來傳遞信號，一家“好”的銀行提高資本來傳遞“高質量或穩健”信號的成本，比一家“差”的銀行更低。所以，從市場競爭的角度來看，提高資本充足率可能有利于正面信號的傳遞，從而為銀行獲得高績效提供可靠的市場基礎。通過上述分析，我們把從理論角度分析且基于監管目標的結論，與基于銀行利益目標的結論統一置于一組“非悖論假設前提”之下，即:

假設1a:銀行資本充足率的提高有利于降低風險，二者存在顯著的反向變動關系。

假設1b:銀行資本充足率的提高有利于提高績效，二者存在顯著的正向變動關系。

杠桿率和資本充足率都是體現資本約束的指標，從計算公式來看，兩者的分子都是資本，主要區別在于分母:前者采用表內外資產余額作為分母，無風險敏感性，后者以表內外風險加權資產之和作為分母，具有風險敏感性。杠桿率基于會計核算機制，對所有資產不考慮風險差異，一律采用相同的風險權重，并采用資本作為分子來衡量資本的充足程度。而資本充足率對不同風險的資產進行分類，不同的資產種類一般具有用不同的風險權重。因此，某種意義上，“杠桿率”可以看成靜態的“資本充足率”，而“資本充足率”可以看作是動態的“杠桿率”。杠桿率監管在減少銀行風險方面與資本充足率形成互補，不僅可以規避風險計量可能出現的主觀偏差及模型設計和模型缺陷風險，并且在遏制銀行資產規模過度擴張時產生更為直觀的效果。

直觀地看，杠桿率監管指標引入會提高銀行資產規模擴張的成本，銀行為其規模擴張需要消耗更多自有資本，對整體經營績效可能產生負面影響，但根據表1中對中國上市銀行2009-2013年杠桿率均值進行的統計，發現杠桿率均值已經超過了4%的最低監管要求，高杠桿率的正面信號傳遞效應可能存在，而這種存在卻又是有利于銀行提高績效的。為此，我們進一步提出了本文第二組“非悖論假設前提”:

假設2a:銀行杠桿率提高有助于降低風險，二者存在顯著的反向變動關系。

假設2b:銀行杠桿率提高有助于提高績效，二者存在顯著的正向變動關系。

四、研究設計

(一)基本模型和變量釋義

Shrieves and Dahl[1]提出了有關于銀行資本和風險調整的動態聯立方程模型，該模型在檢驗銀行資本和風險水平的向目標水平調整速度等方面得到了廣泛應用(Jokipii and Milne[13];Shim[4];Guidara et al.[16])①關于動態聯立方程模型的設定過程，具體請參見Shrieves and Dahl(1992)、吳棟和周建平(2006)、Jokipii and Milne(2011)等文獻。。我們在 Shrieves and Dahl[1]提出的動態聯立方程模型基礎上，把資本調整方程替換為銀行績效方程，并用銀行資本變化作為解釋變量，反映資本充足率和杠桿率監管指標變化對銀行績效和風險變化的影響，基本模型為:

1.銀行績效變動

銀行績效最常用的衡量指標是總資產回報率(ROA)與凈資產回報率(ROE)，但國內外許多學者認為凈資產回報率更容易受到操控，因此，本文對銀行績效采用總資產回報率來表示，即凈利潤與期初和期末資產總額平均數的比率，我們用資產回報率的一階差分(Δperfj，t)來表示銀行績效的變動。

2.銀行風險變動

衡量銀行風險有多種方法，就中國而言，由于商業銀行主要從事傳統存貸業務，業務結構較為單一，面臨的主要是信用風險，不良貸款是銀行信貸業務損失的來源，因此，本文采用 Jokipii and Milne[13]、Shim[4]的方法，用銀行的不良貸款率表示資產風險水平，對不良貸款率進行一階差分 (Δnplj，t)來表示銀行風險的變動。

3.影響銀行目標績效和風險的因素

根據商業銀行的經營常規及特點，參考已有文獻的做法，如 Shrieves and Dahl[1]、吳棟和周建平[19]、Leaven and Levine[10]、Jokipii and Milne[13]、Shim[4]、Guidara et al.[16]，本文在模型中加入了影響銀行目標績效和風險的主要因素:(1)銀行資產規模(asset)，用銀行總資產規模取對數表示;(2)銀行貸款規模 (loan)，用銀行貸款總量取對數表示;(3)凈利息收入(inr)，凈利息收入是銀行營業收入的主體，用當年凈利息收入額取對數表示;(4)非利息收入(nii)，用當年非利息收入額取對數表示，隨著金融創新和金融自由化的興起，越來越多的研究發現非利息收入對商業銀行風險的影響不會降低反而提高了，因此，該指標同時進入績效方程和風險方程;(5)流動性(liquid)，用現金及存放中央銀行款項與總資產的比值表示;(6)成長性(agr)，用銀行總資產增長率表示;(7)撥備覆蓋率(pcr)，采用貸款減值準備金額與不良貸款余額之比，表示銀行審慎經營和風險控制能力，該指標只進入風險方程;(8)銀行產權屬性(bank)，采用虛擬變量，如果屬于四大國有商業銀行則取值為1，其他商業銀行取值為0。

(二)銀行資本與杠桿率監管模型的設立

1.資本充足率監管模型

本文在上述模型的基礎上，加入資本充足率變動(Δcapj，t)和資本監管壓力變量 (pcapj，t)。對于監管壓力，我們采用兩種不同衡量方法。第一種方法是采用虛擬變量，按照《巴塞爾協議Ⅲ》規定，銀行最低總資本要求為10.5%，系統重要性銀行為11.5%①根據《巴塞爾協議Ⅲ》規定，總資本要求為8%，但需加上2.5%的資本留存緩沖，實質上資本充足率最低要求為10.5%，對于系統重要性銀行，還需增加1%的額外資本，因此，系統重要性銀行資本充足率最低要求為11.5%。，當銀行資本充足率低于最低要求時，虛擬變量pcap1取值為1，否則為0。第二種方法是借鑒Jacques and Nigro的研究，當資本充足率cap≤10.5% 時，監管壓力pcap2=1/cap － 1/10.5%;當cap ＞ 10.5% 時，pcap2=0。對于系統重要性銀行，當cap≤11.5% 時，監管壓力 pcap2=1/cap－1/11.5%;當cap ＞ 11.5% 時，pcap2=0。此外，對模型引入交叉項，用來考察相對于前一期績效或風險水平，銀行進行績效或風險調整的速度。具體的聯立方程為:

2.杠桿率監管模型

根據《商業銀行杠桿率管理辦法》，杠桿率指標用一級資本凈額與調整后的表內外資產余額的比值來衡量。我們采用杠桿率的一階差分(Δlevj，t)作為杠桿率變動的代理變量。有關杠桿率監管壓力，我們仍然采用兩種方法，第一種方法是虛擬變量:當銀行杠桿率低于最低要求4%時，虛擬變量plev1取值為1，否則為0。第二種方法定義為:當杠桿率lev≤4% 時，監管壓力plev2=1/lev－1/4%;當lev＞4%時，plev2=0。設定的模型如下:

(三)樣本數據與描述性統計

本文選擇中國15家上市銀行②中國大陸目前有16家上市商業銀行，由于平安銀行和深圳發展銀行在2012年6月發生了合并，為了避免樣本干擾，本文的樣本銀行不包括平安銀行。資料作為實證分析樣本，時間跨度為2008-2013年，共包含90組數據，經過數據的差分和取滯后期后，數據時間起點為2009年。本文的樣本期選擇是出于以下兩點考慮:一是2009年恰好是《巴塞爾協議Ⅲ》提出更嚴格資本定義和更高資本要求，以及提出杠桿率監管新規的時間。盡管中國銀監會根據《巴塞爾協議Ⅲ》制定的中國化監管標準時間相對晚，但從2009年年底開始，中國商業銀行實際已經著手補充資本[27]，為適應更嚴格的資本充足性要求和杠桿率新規作準備;二是各銀行上市的時間不同，有些銀行如中國農業銀行、光大銀行上市時間較晚，我們的樣本期間選擇有助于獲得一組平衡面板數據。研究數據來自Bankscope數據庫和各銀行年度報告。

表1給出了數據的描述性統計。可以看出，總資產回報率均值為1.15%，不良貸款率均值為0.93%，在樣本期間內上市銀行的資本充足率均值為12.07%，高于最低資本要求(10.5%)1.57個百分點，分布在9.88%(華夏銀行，2013 年)至 16.20%(寧波銀行，2010年)之間;杠桿率均值為4.56%，高于杠桿率最低標準(4%)0.56個百分點，分布在 2.72%(華夏銀行，2010 年)至 6.53%(南京銀行，2010 年)之間。

表1 變量定義和數據描述性統計

五、實證結果與分析

(一)資本充足率監管的實施效果

本文的兩組聯立方程都通過了可識別檢驗，然后采用三階段最小二乘法(3SLS)進行估計，表2中報告了聯立方程(3)和(4)的估計結果，模型1和模型2的唯一不同在于分別使用了資本充足率監管壓力指標 pcap1j，t和 pcap2j，t。通過分析可以發現:無論是模型1還是模型2，銀行風險變動 (Δnplj，t)與績效變動(Δperfj，t)呈正相關關系，即銀行追求利潤和增加績效的同時帶來風險的上升。我們還進一步發現:

1.資本充足率變動 (Δcapj，t)對銀行績效的影響顯著為正，對銀行風險的影響顯著為負。從理論上分析，這樣的估計結果實際證明:銀行資本充足率提高，有利于銀行健康穩健經營，而穩健經營又產生降低破產成本和減少債權人風險補償的良好信息，良好信息會被市場迅速傳遞，而這對于銀行提高績效將產生促進作用，這顯然支持了我們在前面提出的第一組“非悖論前提假設”。

2.資本充足率監管壓力變量 (pcapj，t)在兩個模型中都不顯著。這一結論說明資本充足率監管壓力對資本不足的銀行利潤沖擊和風險約束的影響不大。這當然也是與自2009年《巴塞爾協議Ⅲ》發布實施以來，國內銀行資本管理的實際情況相符的。因為自2009年起，為滿足執行新的國際銀行業監管規定需要，中國主要商業銀行紛紛通過政府注資、股票增發、發行可轉換債券和次級債券等方式增加資本金，以提高資本充足率。而從方式上看，中國商業銀行資本充足率提高，主要是通過外源資本策略，以擴張資本充足率公式分子的規模來實現的，并非在監管壓力下減少高風險資產，即通過信貸資產風險結構調整來使資本充足率公式分母數值的降低來實現。因此，監管壓力變量對中國上市銀行的績效和風險的影響不顯著。

3.滯后期的銀行績效與風險對當期銀行績效與風險的變化影響為負，都在1%的置信水平下顯著。這一結論表明，前一期績效偏低的銀行，在當期會提高利潤，前一期資產風險較高的銀行，在當期會降低資產風險，上市銀行通過自主調節績效和風險水平，保持經營穩定性。表2還反映了其它一些估計結果，如流動性對銀行績效影響不顯著，但對銀行承擔的風險影響顯著為正，分析原因，基本可以斷定是高流動性的銀行為了彌補持有高流動性資產的機會成本，而采取高風險經營行為的結果。此外，凈利息收入和非利息收入都對銀行績效有顯著正向影響，不良貸款的撥備覆蓋率提高有利于銀行降低風險等，這樣的估計結果均符合本文預期。

表2 資本充足率監管效果的估計結果

(二)杠桿率監管的實施效果

在表3中，報告了聯立方程(5)和(6)的估計結果。通過分析可以發現:

1.杠桿率的變動(Δlevj，t)對銀行風險的影響為負，并在5%的置信水平下顯著。這一結論這表明，自2009年以來，為適應執行監管新規需要，中國上市銀行普遍采取了提高杠桿率的措施，這對約束資產風險產生了非常顯著的約束作用，支持了研究假設2a。杠桿率的變動 (Δlevj，t)對銀行績效的影響為正，但不顯著，研究假設2b沒有得到實證支持。我們認為其中的可能原因是，杠桿率監管和正向信號傳遞，受時期限制而未能被市場充分傳遞。在中國，杠桿率監管指標實行的時間不長，上市銀行最早在其財務報告中正式公布杠桿率指標數據的時間，僅僅始于2013年。

2.杠桿率監管壓力變量(plevj，t)在兩個模型中均不顯著。與資本充足率監管壓力變量一樣，杠桿率監管壓力變量(plevj，t)在模型3和模型4中都不顯著，直觀從模型分析看，這樣的結論同理證明杠桿率監管要求對不達標的銀行利潤和風險的影響不大。如果結合國內執行杠桿率監管的實踐分析，這是因為在2009年《巴塞爾協議Ⅲ》正式提出杠桿率新規時，中國上市銀行的杠桿率均值實際已經超過4%的上限值，因此，從時間變化上看，杠桿率監管壓力不會對中國上市銀行產生顯著影響。在模型3中，風險方程的交叉項的系數為0.0849，即杠桿率未達標的上市銀行，向目標風險水平調整的速度為0.4881，低于杠桿率已達標的上市銀行(0.573)。表3中控制變量的符號和顯著性與資本充足率監管的估計結果基本相同。

表3 杠桿率監管效果的估計結果

(三)樣本期拓展和穩健性檢驗

中國銀監會于2004年頒布并實施《商業銀行資本充足率管理辦法》(以下簡稱“舊辦法”)，確立了中國資本充足率監管的核心模式，為了使實證檢驗擁有更長的樣本期，我們采用了2004-2013年的數據①由于2009年的《巴塞爾協議Ⅲ》才提出杠桿率新規，我們無法采用同樣方法對杠桿率指標使用更長的樣本期進行估計。，發現結果同樣支持前文的第一組前提假設，即:銀行資本充足率的提高既有利于降低風險，同時也有利于提高績效。

為了驗證實證結果的可靠性，我們從如下幾方面對上述模型估計進行穩健性檢驗:第一，本文采用的上市銀行財務報告中的資本充足率數據，2013年之前依據“舊辦法”相關規定計算，而2013年的數據則按照2012年6月新發布《商業銀行資本充足率管理辦法(試行)》等相關規定計算。為了避免樣本中資本充足率計算口徑不一致問題，我們對2013年的資本充足率仍然采用“舊辦法”計算的數據，并對模型重新檢驗;第二，考慮到2008年9月爆發的全球金融危機可能對中國銀行體系風險產生沖擊，我們對兩組聯立方程模型都設置了金融危機虛擬變量進行控制，對2009年取值為1，其他年份為0;第三，我們在兩組聯立方程模型中分別加入年度虛擬變量來控制宏觀經濟環境引起的時間變化。以上檢驗結果與本文結論一致，因此實證結論較為穩健。

六、研究結論與啟示

(一)研究結論

有關中國銀行業資本約束與風險調整之間的關系問題，國內學者已經進行了研究和探索，一些學者甚至得出反常規的現實結論，例如，朱建武[18]、許傳友[20]發現資本監管不一定能降低銀行風險行為，這樣的實證結論，可能只是中國銀行業發展過程的某個短期或特殊時期的反映，也許實證過程的模型運用和數據樣本選擇等有值得商榷的地方。但是作為一種學術研究和探索，不論其結論如何，其研究的學術出發點，都應該可以被學術思辨和政策思辨所接受。而本文也基于同樣的學術出發點，利用上市銀行最新數據開展實證研究，探討了《巴塞爾協議Ⅲ》框架下資本充足率和杠桿率監管的有效性問題，得出以下兩個重要結論:

首先，對于國內上市銀行，資本充足率監管作為傳統監管工具，其與銀行風險控制之間的關系，符合這一監管工具運用的基本機制要求，而并非國內一些觀點認為的那樣，對于降低銀行風險的作用是不顯著的，甚至是沒有作用的。并且，在中國上市銀行市場特性已得到顯著提高的下，資本充足率的應用與銀行業績效之間的關系表現，也由于“良好”信息在市場有效傳遞而反映為正的相關關系。其次，中國上市銀行引入《巴塞爾協議Ⅲ》杠桿率監管新規后，其與銀行的風險降低關系，同樣符合以控制銀行經營風險為主旨的核心監管要求。此外，由于中國上市銀行本身的資本充足率和杠桿率指標已經較高，樣本期間的資本約束和杠桿率監管并沒有給銀行帶來顯著的監管壓力。

(二)政策啟示

《巴塞爾協議Ⅲ》通過引入杠桿率指標作為資本充足率監管指標的補充，與資本充足性監管共同約束商業銀行資產風險，對于中國商業銀行未來開展表外業務和采用更高級風險計量模型，有效降低資本監管的風險敏感性、避免順周期性①杠桿率缺乏風險敏感性，可以熨平經濟周期，在經濟上升周期抑制銀行資產規模過度擴張，在經濟下行周期避免銀行過度去杠桿化。和監管套利，保持中國銀行業穩健經營乃至維護整個金融體系的穩定性等，具有重要的現實意義。但關于杠桿率新規的應用究竟對于中國商業銀行績效意味著什么，這在學術界是有不同看法的。較大一部分學者認為，這樣一個完全奠基于會計核算信息的監管工具，由于其壓縮了資本充足率監管條件下主觀或非主觀風險掩飾所允許的銀行規模擴張空間，銀行必然會因為資產擴張能力剛性約束而導致績效下降。這里我們不就這樣的認識問題直接加以評析，而是利用上述15家國內上市銀行最新實證結論，討論兩個重要啟示:

第一，本文的實證研究表明，在金融市場日趨完善的環境下，對于資本充足率和杠桿率監管實施效果的判斷，應該不僅僅只有核算意義上的和完全直覺的，而是應該有更為綜合和理性的效果估計。在完善市場條件下，穩健必然形成的“良好銀行”信息，或不穩健所形成的“非良好銀行信息”均會在市場上迅速傳遞，而都會對銀行機構市場重置價值產生影響。一個基于更加有效風險控制的銀行，由于其破產預期下降，以及負債風險補償支出的減少，其穩健水平提高所形成的正面信號在市場迅速傳遞，所帶來的正面市場激勵效果，其提高銀行機構市場價值的效果，恰好是靜態會計核算信息所無法直接展現的。可以預計的是，隨著中國商業銀行公布其杠桿率指標及實施時間的推移，這種信息傳遞作用將會更為有效。

第二，中國商業銀行利潤來源主要是傳統信貸業務高利息差產生的利息收入，由此資本充足率和杠桿率水平要高于歐美同業水平，短期來看，監管壓力并不明顯，但隨著中國商業銀行參與國際競爭、金融混業的加劇，以及國內利率市場化改革的進行，中國商業銀行傳統的存貸業務模式將會受到挑戰，而商業銀行進行金融創新、發展表外業務，在資本充足率和杠桿率指標上的表現又會有所差異。因此，在雙重資本約束體系下，商業銀行追求利潤時，還應關注低風險權重資產的占比上升，以避免杠桿率過度下滑。另外，與歐美銀行一級資本以留存收益為主不同的是，國內商業銀行銀行一級資本以普通股權益資本為主，成本相對更高。在雙重資本約束模式下，如何轉變資本形式、降低資本成本、提高績效水平以及如何建立長效資本補充機制，這些都將是中國銀行業長期面臨的議題。

[1]Shrieves R E，Dahl D.The relationship between risk and capital in commercial banks[J].Journal of Banking ＆ Finance，1992，16(2):439-457.

[2]Ito T，Sasaki Y N.Impacts of the Basle capital standard on Japanese banks'behavior [J].Journal of the Japanese and International Economies，2002，16(3):372-397.

[3]Iwatsubo K.Bank capital shocks and portfolio risk:Evidence from Japan [J].Japan and the world economy，2007，19(2):166-186.

[4]Shim J.Bank capital buffer and portfolio risk:The influence of business cycle and revenue diversification[J].Journal of Banking ＆ Finance，2013，37(3):761-772.

[5]Konishi M，Yasuda Y.Factors affecting bank risk taking:Evidence from Japan[J].Journal of Banking ＆ Finance，2004，28(1):215-232.

[6]Dangl T，Lehar A.Value-at-risk vs.building block regulation in banking[J].Journal of Financial Intermediation，2004，13(2):96-131.

[7]Koziol C，Lawrenz J.What makes a bank risky?Insights from the optimal capital structure of banks[J].Journal of Banking ＆ Finance，2009，33(5):861-873.

[8]Jacques K，Nigro P.Risk-based capital，portfolio risk，and bank capital:A simultaneous equations approach[J].Journal of Economics and Business，1997，49(6):533-547.

[9]Aggarwal R，Jacques K.The impact of FDICA and prompt corrective action on bank，capital and risk:Estimates using simultaneous equations model[J].Journal of Banking and Finance，2001，25(6):1139-1160.

[10]Leaven L，Levine R.Bank governance，regulation and risk taking [J].Journal of Financial Economics，2009，93(2):259-275.

[11]Lindquist K.Banks’buffer capital:how important is risk?[J].Journal of International Money and Finance，2004，23(3):493-513.

[12]Jokipii T，Milne A.The cyclical behaviour of European bank capital buffers[J].Journal of Banking and Finance，2008，32(8):1440-1451.

[13]Jokipii T，Milne A.Bank capital buffer and risk adjustment decisions [J].Journal of Financial Stability，2011，7(3):165-178.

[14]Stolz S，Wedow M.Banks’regulatory capital buffer and the business cycle:evidence for Germany[J].Journal of Financial Stability，2011，7(2):98-110.

[15]Singh M，Vyas R K，Sharma R C.The relationship between capital ratio and portfolio risk of scheduled commercial banks in India[J].International Journal of Business Insights ＆ Transformation，2009，2(2):89-103.

[16]Guidara A，Lai V S，Soumaré I，Tchana F T.Banks’capital buffer，risk and performance in the Canadian banking system:Impact of business cycles and regulatory changes[J].Journal of Banking ＆ Finance，2013，37(9):3373-3387.

[17]Altunbas Y S，Carbo E，Gardener P M，Molyneux P.Examining the relationships between capital，risk and efficiency in European banking[J].European Financial Management，2007，13(1):49-70.

[18]朱建武.監管壓力下的中小銀行資本與風險調整行為分析[J].當代財經，2006(1):65-70.

[19]吳棟，周建平.資本要求和商業銀行行為:中國大中型商業銀行的實證分析[J].金融研究，2006(8):144-153.

[20]許友傳.資本約束下的銀行資本調整與風險行為[J].經濟評論，2011(1):79-86.

[21]Repullo R，Suarez J.The procyclical effects of bank capital regulation[J].Review of Financial Studies，2013，26(2):452-490.

[22]Frenkel M，Rudolf M.The implications of introducing an additional regulatory constraint on banks’business activities in the form of a leverage ratio[R].German Banking Association，2010，March.

[23]黃海波，汪翀，汪 晶.杠桿率新規對商業銀行行為的影響研究[J].國際金融研究，2012(7):68-74.

[24]沈慶劼.引入杠桿率限制能遏制商業銀行監管資本套利嗎?[J].經濟評論，2013(4):135-140.

[25]袁慶祿.杠桿率監管新規對國內商業銀行的影響分析[J].上海金融，2014(1):62-65.

[26]Berger A N.The relationship between capital and earnings in banking[J].Journal of Money，Credit and Banking，1995，27(2):432-456.

[27]李維安，王倩.監管約束下我國商業銀行資本增長與融資行為[J].金融研究，2012，47:15-30.