严监管背景下的银行资本调整 与风险承担行为 ——兼论防范和化解金融风险的思路

刘生福 韩 雍

一、引 言

2008 年国际金融危机后，加强金融监管成为全球性趋势，在此背景下，中国版巴塞尔协议Ⅲ、金融乱象整治以及资管新规等一系列监管措施陆续推出，“严监管”成为近年来我国金融领域的热门话题。银行作为我国金融体系的主体，直接受到严监管政策的冲击，尤其是更加严格的资本监管对于银行业影响深远。2004 年，原中国银行业监督管理委员会(以下简称“原银监会”)，发布《商业银行资本充足率管理办法》，明确了资本监管在银行业监管标准体系中的核心作用，规定商业银行资本充足率不得低于8%，核心资本充足率不得低于4%。2010 年，巴塞尔协议Ⅲ正式出台，原银监会于2012 年制定并发布了《商业银行资本管理办法(试行)》，即中国版巴塞尔协议Ⅲ，对银行资本的质量和数量都提出了更多的要求。更加严格的资本监管是否对商业银行形成有效约束？面临监管压力(资本充足率接近最低资本监管要求)时，商业银行将如何调整行为方式，是直接补充资本，还是改变风险承担？在经济增速换挡与监管标准趋严“叠加”的背景下，我国银行体系的稳定性是否得到有效改善？研究商业银行在严监管背景下的资本调整与风险承担行为，对于回答上述问题和有效防范和化解金融领域风险至关重要。

总资本充足率 一级资本充足率 核心一级资本充足率

表1 原银监会对商业银行资本监管的划分标准

本文构建联立方程模型，实证分析监管压力对我国商业银行资本调整和风险承担行为的影响，检验我国银行业严监管政策在防范金融风险方面发挥的作用，回答前文提及的问题。主要的学术贡献体现在以下方面:首先，国外大量研究表明银行资本调整与风险承担行为之间存在互动关系，基于单一方程分析银行资本调整或风险承担行为所得结论并不可靠。本文构建我国银行资本调整与风险承担动态之间的联立方程分析框架，完善了评价资本监管压力影响商业银行行为的方法体系。其次，美国金融危机之后，我国银行资本监管制度框架从《商业银行资本充足率管理办法》(对应巴塞尔协议Ⅱ)过渡到《商业银行资本管理办法(试行)》(对应巴塞尔协议Ⅲ)，不仅对银行资本的数量和质量提出更高的要求，而且对系统重要性银行和非系统重要性银行提出了不同的监管标准。本文通过构建三种改进形式的监管压力指标，弥补了传统指标无法完全反映我国监管体制调整对银行监管压力影响的不足。最后，对银行业实施资本监管以来，我国先后经历了高速增长、全球金融动荡与“新常态”增长三个阶段，银行业资本监管也相应地经历了参照巴塞尔协议Ⅱ标准、严格执行巴塞尔协议Ⅱ标准和率先实施巴塞尔协议Ⅲ标准这三个阶段，经济增速换挡与监管标准趋严的过程相互“叠加”。本文通过划分三个样本区间考察监管压力对于银行资本调整和风险承担行为的影响，为分析双重压力叠加环境下我国商业银行行为的阶段特征和初步评价严监管政策是否有效改善我国银行体系稳定性提供了经验证据。

后文结构布局如下:第二部分是文献综述和理论依据；第三部分为研究设计；第四部分进行实证分析；第五部分是在基准实证分析结果上的一个拓展分析；最后是结论与启示。

二、文献综述与理论基础

关于资本监管与银行风险承担行为关系的传统理论主要是基于期权定价(option pricing)模型，认为银行资本调整与风险承担之间存在负向关系(Merton，1977；Black等，2000；Marcus 和Shaked，1984；Keeley 和Furlong，1990)。基于均值-方差(meanvariance)模型的理论分析则指出，最低资本金要求在约束银行风险承担方面未必能达到监管者所预期的效果(Merton，1972；Koehn 和Santomero，1980；Kim 和Santomero，1988)。监管套利理论进一步发现:一方面，资本监管标准以信用风险为主，无法覆盖所有的风险类型(Benston，1991；Jacques 和Nigro，1997)；另一方面，如果风险权重设置不当，将无法准确反映真实的资产风险(Keeton，1989；Avery 和Berger，1991；Kaufman，1992；Dowd 等，2011)，使得银行可以通过在风险敏感性不同的资产之间相互替代进行监管套利。部分学者还从银行成本的视角考察了资本监管与风险承担之间的关系。Buser 等(1981)的监管成本(regulatory costs)理论认为，监管当局会通过改变商业银行触犯监管原则的显性或隐性成本，引导其合理调整资本和风险水平。Orgler和Taggart(1983)提出的规避银行破产成本假说(bankruptcy cost avoidance hypothesis)则指出，银行破产的期望成本是破产概率的增函数，因此，银行倾向于在增加资产组合风险的同时提高资本水平，以避免破产概率和破产成本快速上升。

Shrieves 和Dahl(1992)首次将银行资本调整与风险承担区分为内生和外生两个部分，引入联立方程模型，识别了银行资本与风险内生的相机调整部分及二者之间的互动关系。继承Shrieves 和Dahl(1992)的思路，Jacques 和Nigro(1997)通过引入三阶段最小二乘法对联立方程模型进行估计，更加准确地识别了资本调整和风险承担的内生性。其研究发现，基于风险的资本监管标准对资本充足银行的资本调整和风险承担行为具有显著影响，但对资本不足银行的影响并不显著。基于同样的分析框架，Aggarwal和Jacques(2001)评估了联邦存款保险公司改进法案(FDICIA)和及时纠正行动(PCA)对美国银行业资本水平与信用风险的影响。他们发现，美国银行对于提高资本比率的反应并不是增加风险。不少学者将Shrieves 和Dahl(1992)的研究框架应用于对其他国家的研究(Ediz 等，1998；Rime，2001；Dewatripont 和Tirole，2012；Barajas 等，2015)。 国内早期实证研究文献样本过小，难以反映我国银行业资本调整和风险承担行为的全貌及动态特征，主要数据集中在金融危机以前，无法反映金融危机后我国新的银行资本监管标准出台对于商业银行行为的影响(许友传，2011；成洁，2014)。近期的文献通过不断扩展样本和视角发展了该领域的研究(代军勋等，2016；钟永红等，2018)，但没有对“严监管”背景下银行资本调整与风险承担行为的变异进行系统分析和解释，更没有深入探讨经济增速换挡与监管标准趋严“叠加”背景下我国商业银行行为的阶段性特征。鉴于此，本文将进一步实证检验监管压力对我国商业银行资本调整和风险承担行为的影响及其动态特征，尤其是考察在“中国版巴塞尔协议Ⅲ”出台后，我国商业银行资本调整与风险承担行为所表现出的特殊性。

三、研究设计

本文将继续对Shrieves和Dahl(1992)提出的联立方程分析框架进行扩展，实证检验监管压力对我国商业银行资本调整和风险承担行为的影响，评价我国严监管政策的实施效果。

（一）联立方程分析框架

Shrieves和Dahl(1992)的模型中，银行资本和风险的变动由两部分构成，即:

其中，Δ CAPi,t和 ΔR ISKi,t分别是观察到的第i家银行第t期资本和风险水平变化，即本文所指的资本调整和风险承担；ΔdCAPi,t和 ΔdRISKi,t是银行对资本和风险的相机调整；Ei,t和 Si,t代表其他外生影响因素。

由于存在时滞和调整成本，银行在任一期都无法立即将资本和风险调整到理想水平。因此，Shrieves和Dahl(1992)采用局部调整模型刻画银行对资本和风险的相机调整部分，即:

将方程(3)、方程(4)分别代入方程(1)、方程(2)，则可进一步将银行资本(风险)变动表示为目标资本(风险)水平、前期资本(风险)水平和其他外生变量的一个函数，即:

在方程(5)和方程(6)中，银行目标资本水平和目标风险水平由银行个体特征、监管压力和宏观经济环境等因素共同决定，无法观测。

经过各种修正和完善，联立方程模型的一般形式如下:

其中，参数b 和β 反映了银行资本调整与风险承担之间的互动关系，itx 和ity 分别表示影响银行目标资本或风险水平的控制变量，itμ 和itν 是随机扰动项。

（二）变量选择与实证模型设定

结合我国银行业具体实际，本文对上述联立方程分析框架进行以下设定和拓展。

1. 被解释变量

银行资本水平。以总监管资本比率，即总监管资本与风险加权资产的比值作为银行资本水平(CAP)的代理变量。资本调整以总监管资本比率的差分项表示。

银行风险承担。分别以不良贷款率(NPL)、加权风险资产比率(RWAA)和z-score①z-score 指标的计算公式是z＝(CAR+E(ROA))/σ(ROA)，其中，ROA＝(π/A)是总资产回报率，CAR＝(E/A)是权益资本对总资产的比率，A、E 和π 分别代表企业的总资产、权益资本和利润。指数(ZS)作为不同类型银行风险承担行为的代理变量进行实证分析。

2. 核心解释变量

监管压力是本文关注的核心解释变量，构建以下三种形式的监管压力指标。

第一种形式是借鉴Aggarwal 和Jacques(2001)的思路设定虚拟变量REGJ。2013年以前，按照《商业银行资本充足率管理办法》，当银行资本充足时，REGJ＝1，否则REGJ＝0；2013 年及之后，按照《商业银行资本管理办法(试行)》，前两类商业银行REGJ＝1，其他银行REGJ＝0。

第二种形式是参考Rime(2001)的思路构建监管压力指标REGR。若当期超额资本(实际资本充足率与最低资本充足率监管标准之间的差值)小于等于各期超额资本的一个标准差，定义银行存在监管压力，即REGR＝1，否则REGR＝0。由于我国大多数商业银行资本充足率在多数年份均保持在最低资本要求之上，采取这种方式构建监管压力指数可以反映资本充足银行所承受的监管压力。

其中，E XCit= RBCit- MINit，表示第i 家银行在第t 期的超额资本，σ ( EXCi)是第i家银行各期超额资本的标准差。RBCit代表基于风险的实际资本充足率。MINit则是各家银行各年的最低资本监管标准，其定义式为:

其中，YEAR2013是一个年度虚拟变量，该变量在2013 年及之后取值为1，2013 年以前取值为0。由于我国从2013 年开始正式实施“中国版巴塞尔协议Ⅲ”，引入这一变量可以区分从巴塞尔协议Ⅱ过渡到巴塞尔协议Ⅲ对银行最低资本充足率要求的调整。SYSTi是一个区分系统重要性和非系统重要性银行的虚拟变量，当第i 家银行为系统重要性银行时取值为1，否则取值为0。引入这一变量能够识别巴塞尔协议Ⅲ对系统重要性银行的附加资本充足率要求。在2013 年之前，我国参照巴塞尔协议Ⅱ对商业银行实行资本监管，按照《银行资本充足率管理办法》规定，商业银行最低资本充足率不得低于8%。因此，2013 年之前，所有银行的MIN 均取值为8。2013 年之后，按照新的《商业银行资本管理办法(试行)》，所有银行最低资本充足率提高2.5 个百分点，MIN 由8 提高到10.5，系统重要性银行需要额外持有1 个百分点的附加资本要求，MIN 为11.5。

第三种形式是拓展Jacques 和Nigro(1997)的思路，构造分段监管压力指标，即:

其中，REGA 和REGU 分别表示资本充足银行和资本不足银行所面临的监管压力。ADE 是一个区分商业银行资本是否充足的二值虚拟变量，当银行实际资本充足率大于监管部门要求的最低资本充足率时，ADE 取值为1，相反则ADE 取值为0。实际资本充足率RBCit和最低资本要求MINit的定义同上。

3. 控制变量

参考已有文献，本文控制了银行规模、系统重要性、上市状态、资产质量、资产流动性、盈利能力、银行业竞争程度、宏观经济环境以及金融结构等因素。大银行相比小银行融资渠道更加多元化，具有更强的风险分散能力，因而规模越大的银行愿意持有的资本水平越低，风险承担意愿则越高。系统重要性银行在“大而不倒”机制的作用下可能存在更大的风险承担动机，为区分系统重要性不同银行在资本调整和风险承担行为方面是否存在差异，在基准模型中引入代表银行系统重要性的虚拟变量。上市银行通常可以比较容易地从资本市场获得融资，相对非上市银行可能会持有较低的资本水平，且资本调整频率较高。此外，上市银行信息披露较多，同时受到多家机构的监管，透明化程度更高，过度承担风险的行为可能受到一定的约束。资产质量影响银行的资本调整和风险承担能力。较高的贷款损失拨备率通常意味着更高的信用风险和资本需求，因而引入银行贷款损失拨备率作为银行资产质量的代理变量。资产流动性同时影响银行资本调整和风险承担，高流动性银行通常较为稳健，风险承担水平较低，同时由于市场信誉良好，补充资本的能力也更强，本文以流动资产与总资产的比率表示银行资产流动性。盈利能力不仅在一定程度上决定了银行是否有充足的资源补充资本金，也可能对银行资本调整产生正向影响，留存收益转增资本是银行调整资本水平的一种重要方式，当银行出现严重亏损时，也会侵蚀其资本水平。因此，将银行盈利能力纳入银行资本调整方程。关于竞争对于银行风险承担影响的研究基本形成了两种相互对立的观点，即“竞争-脆弱性”假说和“竞争-稳定性”假说，本文引入市场集中度指数表示银行业竞争水平。在经济周期的扩张阶段，银行抵押品估值上升，相应的资产风险下降，从而基于风险的资本要求降低，同时风险承担动机也相应增强，经济周期的收缩阶段则会产生相反的机制。因此，本文控制了宏观经济环境的影响。经济体系对于银行信贷的依赖程度越强，商业银行被迫承担的风险水平就越高，随着融资渠道多元化，银行负担降低，从而更加审慎地选择项目，减少风险承担行为，本文通过引入金融结构变量控制这一因素。

表2 列示了本文实证研究中所涉及的主要变量及其定义。

表2 实证研究变量定义

基于以上分析，本文将联立方程模型具体设定为如下形式:

在式(9)和式(10)构成的方程组中，REG 是资本监管压力指标；SIZE 是银行规模，用银行总资产的自然对数表示；SYST 是银行系统重要性虚拟变量，当一家银行为系统重要性银行时取值为1，否则取值为0①金融危机之后，我国将工商银行、农业银行、中国银行、建设银行、交通银行五家银行界定为本国的系统重要性银行。；LIST 是银行上市状态的虚拟变量，上市银行取值为1，非上市银行取值为0；QULI 是银行资产质量的度量指标，以银行贷款损失拨备率度量；LIQU 是以流动性比率表示的银行资产流动性；PROF 代表银行盈利能力，用滞后一期的总资产收益率表示；COMP 表示银行业竞争状况，用市场集中度指标反映；GDPG 是年度实际GDP 增长率，表示宏观经济环境；STRU 是金融结构，以银行信贷占GDP 的比率衡量；,itμ 和,itν 代表随机扰动项；δ 和λ 是待估计参数。资本调整(风险承担)方程中引入风险承担(资本调整)以考察二者的互动关系。

（三）数据来源与描述性分析

1. 数据来源

本文研究样本涵盖我国128 家商业银行2003—2014 年度非平衡面板数据，其中包括5 家国有控股大型股份制商业银行、12 家全国性股份制商业银行、68 家城市商业银行、16 家农村商业银行以及27 家外资银行。银行层面的数据主要来自于Bankscope数据库、历年《中国金融统计年鉴》、各家银行网站和上市银行年度报告②Bankscope 2014 年改版后数据统计口径发生变化，为使结果具有可比性，本文数据始于2003 年原银监会成立时，截止2014 年末。2014 年后我国银行资本监管框架未发生根本变化，本文样本区间并不违背研究目的。。宏观层面的数据来自于国家统计局和中国人民银行网站。

2. 描述性分析

表3 是主要变量的描述性统计结果。从被解释变量来看，银行资本变量的差分项标准差远大于均值，说明该变量波动较大。三个表示银行风险承担的变量中，风险加权资产比率波动最大，z-score 指数的波动较小，不良贷款率介于二者之间。可以初步推断，在样本期间内，银行资产组合风险有较大的波动，但信贷风险调整并不是这种波动的主要来源，而且银行综合风险承担水平在样本期内变化并不明显。从监管压力指标来看，无论采用哪一种定义，都有一部分银行承受监管压力。在分段形式的监管压力指标中，资本充足银行之间的监管压力差别较小，而资本不足银行之间的监管压力差别较大。从控制变量来看，银行规模、资产质量、流动性、盈利能力等银行层面控制变量存在较大差异，银行业竞争和经济增长率指标等宏观层面的控制变量在样本期间内波动较大，但代表金融结构的宏观变量波动并不明显，说明我国金融结构在样本期内保持稳定。从主要变量相关系数矩阵中可以看出，不同控制变量之间的相关系数均低于0.5，一定程度上排除了实证模型存在严重多重共线问题的可能性①简明起见，变量相关系数矩阵未在文中列出，有需要者可向作者索取。。

表3 变量描述性统计结果

四、实证分析过程与结果

联立方程分析框架下，系统方程组中既包含内生变量也包含外生变量，自变量与随机扰动项之间通常存在相关性。因此，本文将采用3SLS 对联立方程模型进行估计。

（一）监管压力、资本调整与银行信贷风险承担

信贷业务是我国商业银行的传统业务，也是银行资产项目的主要内容。为实证检验商业银行资本调整与信贷风险承担行为之间的关系以及监管压力对它们的影响，本文用银行总监管资本比率的差分(DCAP)表示资本调整，以银行不良贷款率的差分(DNPL)表示银行信贷风险承担，依次将三种监管压力(REG)指标——REGJ、REGR 以及REGA 和REGU 引入基准实证模型进行估计，结果如表4 所示。

从表4 中可以看出，无论采用哪一种监管压力指标，银行资本调整变量对监管压力变量的估计系数都显著为负，说明监管压力对银行资本调整行为产生显著的负向影响，当监管压力上升时，商业银行的反应是减少资本，这一结论让我们对微观审慎政策

的有效性产生质疑。从风险承担方程的估计结果来看，以不良贷款率表示的银行信贷风险承担对各种监管压力指标的估计系数均显著为正，说明在监管压力上升时，银行的反应是增加而非减少风险承担，这一结果似乎有违监管当局的初衷，更加严格的资本监管并没有达到使银行审慎经营的预期效果。这一发现支持了早期的理论研究，认为旨在约束银行杠杆的资本监管政策可能导致银行在高杠杆经营与高资产组合风险水平之间相互替代，受到最低资本要求约束的银行会通过增加资产组合风险的方式来达到期望的风险承担水平。

表4 监管压力、资本调整与银行信贷风险承担关系估计结果

第三种监管压力指标将商业银行区分为资本充足(REGA)与资本不足(REGU)两组分别考察，进一步实证分析发现，无论是资本调整方程还是信贷风险承担方程，资本充足的商业银行面临监管压力时的反应都更加敏感，而资本不足银行的两个估计系数均不显著，原因可能是后者本身在调整资本和信贷资产规模方面存在一定约束。所有模型中银行资本调整和风险承担均与其滞后项显著负相关，说明银行行为具有明显的动态特征，且自发收敛于均衡状态。

从银行资本调整与信贷风险承担行为的互动关系来看，除了资本调整方程的前两列外，其余方程中二者的回归系数均为负值，支持早期的理论研究，即特殊的收益结构使商业银行具有较高的风险偏好，特别是在固定费率存款保险或政府隐性补贴下，银行往往通过过度风险承担或高杠杆经营追求股东利益最大化，同时将风险转嫁给存款人或保险机构。对于前两个方程的例外结果，可能的解释有两个方面:一是说明银行资本调整和风险承担可能是自发的审慎行为，即银行在增加信贷风险的同时也会自发地补充资本；二是与所选的监管压力指标有关，在资本调整方程中，选择第三种监管压力指标的估计结果与选择前两种压力指标的估计结果存在根本差异，说明资本充足银行与资本不足银行在面临监管压力时的行为可能不同，必须区别对待。

从银行层面的控制变量来看，银行规模对其资本调整具有显著的负向影响，规模越大的银行越倾向于减少自有资本，这一结论与前文预期一致。大银行相比小银行融资渠道更加多元化，因而愿意持有的资本水平更低。银行规模对信贷风险承担的影响不显著，可能是因为规模不同的银行在信贷风险偏好方面同质化现象比较严重。系统重要性银行相比非系统重要性银行会持有更多的资本，可能是由于系统重要性银行对金融体系影响巨大而受到更加严格的监管，从而被动地持有较多资本。系统重要性对于商业银行风险承担行为的影响并不显著，说明我国系统重要性银行并没有因为“大而不倒”的机制而存在过度承担风险的现象，可能与我国大型银行的国有控股属性有关。银行是否上市对其资本调整行为有显著的正向影响，符合理论预期。银行资产质量对其资本调整行为影响并不显著，其原因可能有两个方面:第一，在我国，大部分银行属于国有或集体所有，公有制股东在增加银行资本时并不过多考虑其资产质量问题；第二，由于我国银行业的行政垄断性质，股东在考虑是否增加对银行的资本投入时并不在意商业银行资产的安全性，而是对其盈利性更加看重。资产质量对于银行信贷风险承担存在显著的正向影响，即资产质量较好的银行会增加信贷风险承担。流动资产比率对银行资本调整行为具有显著的正向影响，这与Aggarwal 和Jacques(2001)在引入这一变量时的预期不同，他们认为高流动性的银行愿意持有的资本水平较低，但考虑到我国商业银行主要是通过内部融资的方式补充资本，流动性水平越高的银行，自有资本也相应越高，这一结论就不难理解了，因为流动性充裕的银行在补充资本方面更有优势。流动性对银行信贷风险承担有负向影响，但不显著。银行盈利能力对其资本调整行为有显著的正向影响，因为留存收益转增资本是银行调整资本水平的一种重要方式，盈利能力在一定程度上决定了银行是否有充足的资源补充资本金。

从宏观层面的控制变量来看，我国商业银行的资本调整行为并未表现出明显的周期性特征，代表宏观经济环境的变量与银行资本调整变量之间并不存在显著关系。宏观经济环境对银行信贷风险承担行为影响也不显著，可能是因为我国银行信贷受政策影响较多，周期性特征不明显。金融结构并未对银行风险承担行为产生显著影响，这是由于我国金融结构在样本期间内变化并不明显，印证了描述性统计部分的推断。市场集中度对银行信贷风险承担影响不显著，可能与我国银行业目前在信贷领域的竞争尚不充分有关。

（二）监管压力、资本调整与银行资产组合风险承担

国外相关文献更加关注银行资产组合风险承担行为。随着我国银行多元化经营趋势的出现，不仅要关注银行信贷风险承担行为，也需要关注银行的资产组合风险承担行为。本节将银行风险加权资产比率的差分(DRWAA)作为银行资产组合风险承担的代理变量引入基准模型进行实证分析，估计结果如表5 所示。由表5 可知，各种监管压力指标对银行资本调整的影响仍显著为负，对资产组合风险承担的回归系数仍然为正，与信贷风险承担模型的结果一致。区分资本充足银行与资本不足银行发现，监管压力对银行行为的影响同样是由资本充足银行样本组决定。同时，估计结果还说明我国商业银行的资产组合风险承担行为对监管压力不敏感，加强监管对银行资产组合风险承担行为的约束作用有限。关于银行资本调整与风险承担行为的动态关系及其自收敛特征的实证结果与基准模型一致。

表5 监管压力、资本调整与银行资产组合风险承担关系估计结果

续表5

大部分控制变量的估计结果与基准模型保持一致。有两个例外情况需要特别说明:一是资产质量对于银行资产组合风险承担的影响并不显著，这可能与本文所选的银行资产质量代理变量有关，因为贷款损失拨备率主要是针对信贷业务提取的风险准备金。二是宏观经济环境对银行资产组合风险承担有显著负向影响，说明我国银行资产组合风险承担行为本身具有逆周期特征①为节约篇幅，表5 中仅列出与基准模型存在差异的控制变量的回归结果，其余控制变量省略，需要的读者可向作者索取。下文表6～表8 采取同样的处理方式。。

（三）监管压力、资本调整与银行综合风险承担

近年来，关于银行风险承担的实证研究更多地关注商业银行的综合风险承担水平，通常以z-score 指数作为银行稳定性的度量指标，其对立面即为银行风险承担。为实证检验商业银行资本调整与综合风险承担行为之间的关系以及监管压力对它们的影响，本节将z-score 指数的差分(DZ)作为银行风险承担的代理变量引入基准模型，估计结果如表6 所示。

从表6 中可见，监管压力仍然与银行资本调整行为显著负相关，与以z-score 指数表示的银行综合风险承担行为正相关②虽然风险承担方程中监管压力的估计系数为负，但由于z-score 直接反映的是银行稳定性水平，其取值越低代表银行综合风险承担水平越高，所以这里的负系数实质上意味着监管压力与银行综合风险承担正相关。下文中有关z-score 指数与相关变量关系的解释都进行了相应的转换。，并且资本充足银行对监管压力的反应更敏感，这与基准模型的结论保持一致。银行资本调整与综合风险承担之间存在显著负向关系，资本调整与风险承担仍然具有动态特征和自发收敛属性，再次验证本文使用联立方程模型的合理性。

从控制变量来看，两方面特征与基准模型存在差异:一是银行规模变量对综合风险承担水平具有显著的正向影响，可能是由于规模较大的银行在表外业务和非传统资产业务方面的风险承担水平更高。二是市场集中度对银行综合风险承担有显著正向影响，说明随着行业竞争的加剧，银行综合风险承担水平会有所下降，即鼓励竞争在目前阶段有利于提高我国银行体系的稳定性。

表6 监管压力、资本调整与银行综合风险承担关系估计结果

综合表4～表6 的估计结果来看，值得关注的是，在表4 前两个资本调整方程中，银行资本调整与其信贷风险承担存在显著的正向关系，但在表4 的其余方程以及表5和表6 中，银行资本调整与其他两类风险承担变量均存在显著的负向关系，表明当银行在增加信贷风险承担时会相应地补充资本，而在增加资产组合风险承担与综合风险承担时并不会相应地补充资本。原因可能是银行信贷业务受到的监管较为严格，非传统资产业务和表外业务的监管则相对宽松，存在通过资产转换来规避金融监管的套利机会。全球金融危机后，我国影子银行规模迅速扩张，商业银行通过理财和通道业务大量持有“非标”和表外资产的现实情况一定程度印证了这一结论。

五、拓展分析

（一）监管压力、资本调整与银行风险承担的非线性关系

上文实证分析主要考察了监管压力、资本调整与银行风险承担之间的线性关系。通过对结果的分析发现，在面临监管压力时，初始资本水平不同的银行资本调整和风险承担行为存在异质性。为进一步分析这种异质性特征，需要考察它们之间的非线性关系。为此，将基准模型做以下扩展:

由方程(11)和方程(12)构成的联立方程模型相比之前的模型存在以下四方面的变化。首先，根据前文分析，不同监管压力指标的选择并不改变监管压力变量与银行行为变量之间的关系，因此以上扩展的方程组中仅仅引入了第三种形式的监管压力指标。其次，在银行资本调整方程当中引入了监管压力变量与前期资本水平变量的交互项，以此来考察监管压力与银行资本调整行为之间的非线性关系。再次，鉴于银行系统重要性和金融结构对商业银行风险承担行为并无显著影响，出于简洁性考虑，在上述风险承担方程中剔除了这两个变量。最后，考虑到前文实证分析中宏观经济环境对银行资本调整和风险承担行为影响并不明确，下文通过引入年度虚拟变量替代GDP 增长率，并以此控制宏观经济环境等随时间而改变的外生因素对银行资本调整和风险承担行为的影响。

扩展模型的估计结果如表7 所示，考虑监管压力与银行初始资本水平的交互作用后，前文实证结果发生明显变化。

从资本调整方程来看，监管压力对资本充足银行资本调整行为的直接影响仍然为负，但在风险加权资产比率和z-score 指数作为银行风险代理变量的情况下不再显著，对资本不足银行资本调整行为的直接影响由负变正，且在以不良贷款率和z-score 指数作为银行风险承担代理变量的情况下非常显著。这一结论表明，监管压力上升时，资本充足银行选择减少或不调整资本，而资本不足银行则会增加资本。显然，非线性模型的估计结果更加符合经济直觉，一定程度上支持了资本监管政策的有效性。所有监管压力指标与银行前期资本水平交互项估计系数均显著为负，说明初始资本水平较高的银行对监管压力上升的反应是减少资本。不同于许多发达经济体，我国大多数商业银行在样本期内都保持着较高的资本缓冲，当监管标准趋严时，银行主要是通过减少资本缓冲的方式进行应对，而非新增资本。从风险承担方程来看，监管压力指标对各种形式的银行风险承担指标都产生正向影响，且在资本充足银行样本中更加显著。这进一步验证了监管压力上升诱发银行监管套利行为的结论。

引入非线性模型后，银行资本调整与风险承担之间的互动关系、资本调整与风险承担变量的动态收敛特征以及主要控制变量的回归结果均与基准模型保持一致。资本调整方程中，多数年份的时间虚拟变量影响是显著的，说明我国商业银行的资本调整行为确实受到一些随时间而改变的因素的影响。时间虚拟变量在2008 年之后对银行风险承担行为具有显著影响，意味着金融危机前后，影响我国商业银行风险承担行为的因素可能发生了结构性变化。

表7 监管压力、资本调整与银行风险承担的非线性关系估计结果

续表7

（二）监管压力、资本调整与银行风险承担关系的阶段特征

将样本区间划分为三个阶段，2003—2007 年对应危机前经济高速增长和原银监会参照巴塞尔协议标准探索资本监管的阶段；2008—2010 年对应金融危机中全球经济衰退和我国严格执行巴塞尔资本监管协议的阶段；2011—2014 年对应危机后经济增长步入“新常态”和我国率先实施严监管的阶段。本文依次基于三个阶段的子样本进行实证分析。鉴于非线性模型更加符合我国现实，以下估计过程将在方程(11)和方程(12)的基础上进行，结果如表8 所示。

资本调整方程中，REGA 的估计系数在经济高速增长阶段和金融危机阶段显著为负，在“新常态”增长阶段仍为负但不显著，影响程度(回归系数的绝对值)在各阶段之间呈现依次递减趋势；REGU 的估计系数在经济高速增长阶段和金融危机阶段均为负，在“新常态”增长阶段由负转正。这说明更加严格的监管标准出台之前，资本监管政策并未对我国商业银行形成有效约束，甚至使其增加了杠杆，但在“中国版巴塞尔协议Ⅲ”实施后，银行高杠杆经营行为的确受到一定限制。

表8 不同监管环境下银行监管压力、资本调整与风险承担行为关系的估计结果

续表8

风险承担方程中，REGA 对银行风险承担的影响为正，且系数显著性在三个阶段呈现依次增强趋势，REGU 对各类银行风险承担变量的估计系数在各阶段均不显著，但也基本为正，说明无论银行资本充足与否，更加严格的监管标准都鼓励其增加风险承担。需要特别注意的是，在“新常态”增长阶段，REGA 对银行信贷风险承担的估计系数显著为负，但对资产组合风险承担与综合风险承担则存在正向影响，进一步说明银行在面临更加严格的资本监管标准时，可能会通过缩减传统信贷业务风险承担并增加非传统资产业务和表外业务风险承担的方式规避监管，增大了防范金融风险的难度。REGU 的估计系数在金融危机阶段与“新常态”增长阶段骤然升高，且在包含不同形式银行风险承担变量的方程中存在较大波动，原因可能是2008 年以后，我国大部分银行多数年份的资本充足率均在最低监管标准之上，以上两个阶段中仅有极少数几家银行个别年份的资本充足率未达到监管标准，使得REGU 估计系数的有效性受到较大影响。

多数回归方程中资本调整与风险承担变量呈现负向关系，银行资本调整和风险承担始终与其自身滞后项显著负相关，且估计系数在各阶段之间并无明显差别，这与基准模型一致。交互项INTE1 估计系数始终显著为负，表明初始资本水平较高的银行对监管压力上升的反应是减少自有资本，这一结论不依赖于经济发展阶段和监管体制环境。INTE2 的估计系数在经济高速增长阶段显著为负，金融危机时期显著为正，“新常态”增长阶段则不再显著，主要是受少量极端样本的影响。分阶段估计中，控制变量估计结果基本与前文一致。

可以看出，无论是在资本调整方程还是风险承担方程中，D12 的估计系数并不显著，但D13 的系数十分显著，因为2012 年和2013 年分别是“中国版巴塞尔协议Ⅲ”正式实施的前一年和实施当年，说明随着“中国版巴塞尔协议Ⅲ”政策落地实施，我国商业银行资本调整和风险承担行为均发生了显著变化，银行对更加严格的资本监管标准做出了及时的反应。从估计系数符号来看，监管压力对资本调整与风险承担变量均产生正向影响，说明严监管确实在一定程度上约束了商业银行的高杠杆经营行为，但同时也促使银行增加资产组合风险承担。

六、结论与启示

探讨严监管背景下的银行风险承担行为对防范和化解金融风险具有重要意义。本文构建我国商业银行资本调整与风险承担行为之间的联立方程模型，基于128 家商业银行2003—2014 年度非平衡面板数据，采用三阶段最小二乘法，实证检验中国银行业监管压力、资本调整与风险承担行为之间的关系。文章构造了三种不同形式的监管压力指标，分别检验各种监管压力指标对于商业银行信贷风险承担、资产组合风险承担以及综合风险承担的影响，分析了监管压力与银行资本调整和风险承担行为之间的非线性关系，同时结合我国经济增速换挡与监管标准趋严“叠加”的背景，考察了上述关系的阶段性特征。

实证研究发现，我国银行业资本调整与风险承担行为具有明显的互动关系和动态特征，资本调整变量和风险承担变量之间普遍存在显著的负向关系，且均与其自身滞后项显著负相关。以往文献基于单方程分析方法对我国商业银行资本调整和风险承担行为特征进行研究，所得结论存在偏失，采用联立方程模型更加有效。本文得出的主要结论如下。

更加严格的资本监管使我国商业银行产生了在高杠杆经营与高资产风险承担之间相互替代的监管套利行为，一定程度上抵消了严监管政策的效果。实证研究发现，银行资本调整变量对监管压力变量的估计系数显著为负，说明当监管压力上升时银行的反应是减少资本，这一结论让我们对微观审慎政策的有效性产生质疑。引入非线性模型后，监管压力上升时，资本充足银行选择减少或不调整资本，而资本不足银行则会增加资本，更加符合经济直觉，一定程度上支持了资本监管政策的有效性。但是，银行信贷风险承担对各种监管压力指标的估计系数均显著为正，说明在监管压力上升时，银行的反应是增加而非减少风险承担，更加严格的资本监管并没有达到使银行审慎经营的预期效果，这一结果似乎有违监管当局的初衷。

严监管政策对于商业银行信贷风险承担行为约束更强，促使银行通过资产转换规避监管，进而导致资产组合风险承担上升。实证结果显示，银行资本调整行为与其信贷风险承担行为存在显著的正向关系，但与其资产组合风险承担和综合风险承担存在显著的负向关系，说明当银行增加信贷风险承担时会相应地补充资本，而在增加资产组合风险承担与综合风险承担时并不会相应地补充资本。这是因为严格的资本监管直接影响商业银行信贷业务，而对其他非传统资产业务和表外业务影响有限，使得银行可以通过资产转换来规避金融监管。全球金融危机后，我国影子银行规模迅速扩张，商业银行通过理财和通道业务大量持有“非标”和表外资产就是典型的表现。

监管压力对我国商业银行资本调整与风险承担行为的影响呈现阶段性特征，经济增速换挡与监管标准趋严“叠加”背景下商业银行的监管套利动机更加明显。在我国经济高速增长与原银监会参照巴塞尔协议Ⅱ对商业银行实施资本监管的阶段，资本调整对监管压力变量的回归系数为负，而风险承担对监管压力变量的回归系数为正，说明监管压力并未对银行高杠杆经营行为形成有效约束，反而鼓励其增加风险承担，银行业风险在这一阶段持续积累。在金融危机期间，我国成为巴塞尔委员会正式成员，执行巴塞尔协议Ⅱ成为有约束力的国际义务。在此期间，监管压力仍然对银行资本调整有显著的负向影响，但影响程度已有所减弱；风险承担对监管压力的回归系数仍然为正，尤其信贷风险承担变量对监管压力的回归结果无论从显著性上，还是从影响程度上，均有所增强。意味着金融危机期间我国商业银行面临着双重压力:一方面在严格的资本监管政策压力下高杠杆经营行为明显有所收敛；另一方面在国家“四万亿”投资刺激计划的压力下普遍增加了信贷投放和风险承担。在经济增长步入“新常态”阶段和“中国版巴塞尔协议Ⅲ”实施之后，监管压力对资本调整变量的影响程度进一步缩小，对信贷风险承担变量的影响方向由正转负，对资产组合与综合风险承担变量的回归系数仍然为正，且有所放大，反映出该阶段商业银行的高杠杆经营行为进一步受到约束，信贷风险承担行为显著降低，但银行资产组合风险承担与综合风险承担均有所升高，特别是资产组合风险承担显著大幅提高。

防范和化解金融风险是实现高质量发展必须跨越的重大关口，结合本文研究结果，对我国打好防范和化解金融风险攻坚战有以下几点思考。一是要坚持守住不发生系统性金融风险的底线，优先对根本性、全局性和系统性的金融风险进行排查和治理，按照稳定大局、精准拆弹和循序渐进的思路稳步推进，既要集中力量优先解决突出矛盾，又要避免出现剧烈震荡。二是要加强宏观调控与金融监管部门的协调配合，形成“几家抬”的政策合力，既要避免由监管真空造成的监管套利机会抵消监管政策的效果以及出现“按下葫芦浮起瓢”的现象，又要避免监管政策“叠加”给金融机构和金融市场施加过度压力，出现“处置风险的风险”。三是要进一步深化体制机制改革，理顺中央与地方、财政与金融、政府与市场间的关系，硬化地方政府和国有企业的预算约束，完善国有金融机构的公司治理机制，解除金融风险过度累积的各种深层次矛盾，既要严厉打击金融部门过度承担风险的非审慎行为，又要逐步优化干扰金融机构市场化运作的体制环境。