基于風(fēng)險視角的商業(yè)銀行資本充足監(jiān)管有效性研究

汪冬梅，王愛國，劉廷偉

(山東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，山東濟南250014;山東省農(nóng)村信用社聯(lián)合社，山東濟南250001)

一、引言

2004年，中國銀監(jiān)會根據(jù)巴塞爾協(xié)議的精神頒布并實施了《商業(yè)銀行資本充足率管理辦法》(以下簡稱《辦法》)，對我國商業(yè)銀行資本充足率提出了明確的要求和時間表，要求商業(yè)銀行最遲要在2007年1月1日達(dá)到最低資本要求。自此，各銀行使出渾身解數(shù)提高自身的資本充足水平，以期達(dá)到監(jiān)管要求。有數(shù)據(jù)表明，自2003-2007年間，資本充足率達(dá)標(biāo)的銀行數(shù)量一路走高，達(dá)標(biāo)銀行資產(chǎn)占商業(yè)銀行總資產(chǎn)的比例直線上升，具體數(shù)據(jù)見表1。截至2007年底，所有中資商業(yè)銀行已經(jīng)全部達(dá)到了相關(guān)資本充足率水平的要求，商業(yè)銀行加權(quán)平均資本充足率8.4%，首次達(dá)到國際監(jiān)管水平。

表1 2003-2007年商業(yè)銀行資本充足率達(dá)標(biāo)情況

隨后的幾年里中國銀監(jiān)會圍繞《辦法》進(jìn)行了修訂并發(fā)布了一系列后續(xù)指導(dǎo)性文件①2006年底銀監(jiān)會對《辦法》進(jìn)行了第一次修訂;2007年2月，銀監(jiān)會又發(fā)布了《中國銀行業(yè)實施新資本協(xié)議指導(dǎo)意見》;2007年5月發(fā)布了《商業(yè)銀行操作風(fēng)險管理指引》;2007年7月，中國銀監(jiān)會對《商業(yè)銀行資本充足率管理辦法》進(jìn)行修訂，取消了“商業(yè)銀行業(yè)最遲要在2007年1月1日達(dá)到最低資本要求”的規(guī)定;2008年9月銀監(jiān)會制定了第一批新資本協(xié)議實施監(jiān)管指引如《商業(yè)銀行銀行賬戶信用風(fēng)險暴露分類指引》等;2009年又先后發(fā)布了《商業(yè)銀行資本充足率信息披露指引》等。，但《辦法》的框架和主旨并未發(fā)生改變。因此，《辦法》具有里程碑的意義，意味著新的資本充足監(jiān)管政策在中國全面實施。

但是資本要求的提高并沒有要求銀行在限制資產(chǎn)風(fēng)險上做更多努力，銀行可以通過增加資本或減少資產(chǎn)總額的方法來達(dá)到資本要求，而不一定是減少資產(chǎn)的風(fēng)險。2008年伊始的全球金融危機中，某些資本充足率較高的國際大銀行也確實未能幸免于難。在這種背景下，資本充足率監(jiān)管的戰(zhàn)略意義何在?資本充足率監(jiān)管能否達(dá)到其核心目的——有效降低商業(yè)銀行風(fēng)險?對我國銀行業(yè)資本充足監(jiān)管降低風(fēng)險的有效性研究可為日后調(diào)整監(jiān)管政策提供重要的資料和數(shù)據(jù)支持。

巴塞爾協(xié)議制定的初衷是假定資本充足率水平能夠降低風(fēng)險，但是目前的文獻(xiàn)資料顯示二者的關(guān)系并不能一概而論，而是存在兩種截然相反的觀點并伴之理論和實證結(jié)果為作證依據(jù)。一種觀點認(rèn)為資本充足監(jiān)管能有效降低風(fēng)險。Santos(1999)認(rèn)為在信息不對稱的情況下資本標(biāo)準(zhǔn)的提高降低銀行的風(fēng)險［1］。Agoraki、Delis 和 pasiouras(2008)通過研究監(jiān)管、競爭與風(fēng)險的關(guān)系，認(rèn)為資本充足率減少了商業(yè)銀行的風(fēng)險［2］。王勝邦(2008)研究認(rèn)為，資本約束迫使銀行以自身資本承擔(dān)損失，可以強化對信貸擴張的資本約束效應(yīng)，有利于提高商業(yè)銀行的風(fēng)險意識［3］。Jacques和Nigro(1997)［4］，Aggarwal和 Jacques(1998)［5］，Caner、Ozyildirm 和 ungan(2007)［6］，張宗益(2008)［7］則給與了這種觀點有力的實證支持。另一種觀點認(rèn)為資本充足監(jiān)管反而會刺激銀行的風(fēng)險行為。Kim和Santomero(1988)在不考慮存款保險制度和內(nèi)部代理情況下認(rèn)為資本充足監(jiān)管可能會刺激銀行的資產(chǎn)風(fēng)險［8］。Furlong和Keeley(1989)在考慮存款保險制度但沒有考慮內(nèi)部代理前提下認(rèn)為資本標(biāo)準(zhǔn)的提高會引發(fā)銀行進(jìn)行高風(fēng)險資產(chǎn)選擇的動 機［9］。 Shrieves 和 Dahl(1992)［10］，Rime(2001)［11］，Shim(2010)［12］， 孔 德 蘭、董 金(2008)［13］的研究驗證了這種觀點。因此，我們可以看出，理論研究和實踐結(jié)果雙重說明了在不同時期、不同經(jīng)濟體中資本充足率與商業(yè)銀行風(fēng)險的關(guān)系是存在差異的。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，將運用成對樣本檢驗、回歸分析、協(xié)整和Granger因果檢驗等方法，使用我國16家商業(yè)銀行1998-2010年間的數(shù)據(jù)，對資本充足監(jiān)管之于我國商業(yè)銀行風(fēng)險的影響進(jìn)行了實證檢驗。結(jié)果表明:實施資本充足監(jiān)管可以在一定程度上降低銀行信貸風(fēng)險，但這種影響是短期和不連續(xù)的，資本充足率和銀行風(fēng)險之間的長期均衡關(guān)系和相互因果關(guān)系都不明顯，資本充足監(jiān)管的長期有效性明顯不足。本文的創(chuàng)新之處也正在于此。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分為一個簡單模型，第三部分為實證檢驗，第四部分為結(jié)論與政策建議。

二、一個簡單模型分析

在本部分，我們將運用一個基于期權(quán)的模型來簡單分析資本充足監(jiān)管對商業(yè)銀行信貸資產(chǎn)風(fēng)險的影響。我們將在Merton(1977)研究的基礎(chǔ)上［14］繼續(xù)分析 。盡管我國沒有正式的，或者說明確的存款保險制度，但是考慮到國有銀行在整個銀行體系中占有絕對份額，銀行背后普遍有政府信用作支撐，我們可以認(rèn)為政府為銀行提供了隱性的存款保險。因此，下面的分析可以運用到中國的實際中來。

假設(shè)所有收入都保留在銀行，而且沒有保險溢價，那么存款保險的現(xiàn)值為:

其中，I0=期權(quán)價值;D0=被保險存款的現(xiàn)值，假定他們組成所有存款;A0=資產(chǎn)現(xiàn)值(不包括保險期權(quán)的價值);σ=資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差;t=下次調(diào)查時間間隔。

F()是標(biāo)準(zhǔn)的CDF。

假定資本是固定的，關(guān)于杠桿和資產(chǎn)風(fēng)險對存款保險價值的效應(yīng)，根據(jù)等式1推導(dǎo)得出以下結(jié)果:

F'()指標(biāo)準(zhǔn)密度函數(shù)，從式(2)中得到的結(jié)論是:實現(xiàn)價值最大化的銀行會不確定地增加杠桿作用，除非受到有關(guān)規(guī)定(如資本充足率監(jiān)管)的限制。而式(3)則顯示，銀行存在增加資產(chǎn)風(fēng)險的強烈動機。

在上述原有結(jié)論的基礎(chǔ)上，本文繼續(xù)推導(dǎo)。我們假定兩種情況:

假定資本C0不變，我們通過取式(3)中存款現(xiàn)值的偏微分可以得出:

只要銀行有正的初期資本，最后偏微分的結(jié)果也是正的，因為F″(X)＜ 0，δX/δD0＜0，F(xiàn)'(X)＞0。

我們可以看出，假定資本不變，那么，增加杠桿會導(dǎo)致風(fēng)險邊際溢價的增加。因此，高的資本充足率要求本身并不會導(dǎo)致銀行從事更加風(fēng)險的投資活動。

如果假定銀行增加C0，那么，為了保持杠桿率不變，銀行將擴大信貸資產(chǎn)。從式(1)可以得到，

即擴大資產(chǎn)有利于增加期權(quán)價值。

盡管如此，因為

因此，其他條件不變，如果資本充足監(jiān)管導(dǎo)致銀行杠桿率降低，這并不會導(dǎo)致A0的增加。即資本充足率監(jiān)管未必導(dǎo)致銀行擴大信貸資產(chǎn)。

一旦我們剔除了信貸總資產(chǎn)在新的資本充足率監(jiān)管下將擴張的可能，從式(3)，可以推導(dǎo)出杠桿率對邊際風(fēng)險溢價的總體效應(yīng):

因為 [δA0/δ( D0A0)]≥0，所以資本充足率的提高并不會導(dǎo)致銀行增加信貸風(fēng)險同樣成立。

總之，不管C0是否變化，資本需求的增加(即監(jiān)管部門對商業(yè)銀行施加了更嚴(yán)格的資本充足監(jiān)管要求)，將降低信貸風(fēng)險的邊際收益，因此，銀行將缺乏激勵去從事更加風(fēng)險的活動，這就有利于整個銀行體系的信貸風(fēng)險的降低。但是，也有一些學(xué)者提出了另外不同的看法，如Blum(1999)的模型就從理論上表明，資本充足監(jiān)管的實施將導(dǎo)致銀行信貸風(fēng)險的提高［15］。

截然不同的結(jié)論并不能表明誰對誰錯，因為理論模型并不能捕捉現(xiàn)實中的每一個方面，要真實反映資本充足監(jiān)管在一個國家的實際效果，還是要依賴于實證分析的結(jié)果。

三、資本充足監(jiān)管對我國銀行業(yè)金融機構(gòu)風(fēng)險影響的實證分析

銀行的風(fēng)險有多種體現(xiàn)，如流動性風(fēng)險、信用風(fēng)險、市場風(fēng)險、操作風(fēng)險、聲譽風(fēng)險、國家和轉(zhuǎn)移風(fēng)險等，但在諸多風(fēng)險中，信用風(fēng)險仍然是目前中國商業(yè)銀行所面臨的主要風(fēng)險，因此，我們的分析以信用風(fēng)險為主?？紤]到中國商業(yè)銀行不良貸款和不良資產(chǎn)數(shù)字的準(zhǔn)確性問題，這里，用加權(quán)風(fēng)險資產(chǎn)除以資產(chǎn)的比率來代表和反映銀行的風(fēng)險水平。

(一)一般統(tǒng)計分析

圖1 商業(yè)銀行平均資本充足率和風(fēng)險水平比較圖

我們通過圖1進(jìn)行1998-2010年間我國銀行業(yè)金融機構(gòu)的平均風(fēng)險水平和平均資本充足率的對照分析。為了在便于比較，將銀行風(fēng)險水平乘以10后，與資本充足水平進(jìn)行趨勢比較。從圖中可以看出，銀行平均風(fēng)險水平基本平穩(wěn)，呈現(xiàn)出穩(wěn)中先降后升繼而平穩(wěn)的態(tài)勢;而資本充足率在《辦法》實施之前呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，之后則呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。因此，從長期來看，銀行平均風(fēng)險水平似乎與資本充足水平的變化無關(guān);但是如果把時間界定在2004年《辦法》實施以后，而這似乎又存在一定的關(guān)聯(lián)性。

(二)短期成對樣本檢驗

為進(jìn)一步分析資本充足率和銀行風(fēng)險的關(guān)系，驗證《辦法》的公布和新的資本充足監(jiān)管政策的實施是否對銀行風(fēng)險產(chǎn)生影響，需要對《辦法》公布前后(2003年末與2004年末、2005年末及后兩年的平均值)兩個樣本進(jìn)行總體均值的檢驗。但由于兩個樣本并不是獨立的樣本(一家銀行在《辦法》公布后的資本充足率與其在《辦法》公布前的資本充足率有關(guān))，不能用檢驗兩個獨立樣本均值是否相等的F和t檢驗來分析，因此我們采用成對樣本的檢驗方法，對資本充足監(jiān)管實施前后商業(yè)銀行的風(fēng)險①選擇16家主要商業(yè)銀行進(jìn)行分析。它們是:工行、農(nóng)行、中行、建行、交行、中信、光大、華夏、廣東發(fā)展、深發(fā)展、招商、上海浦發(fā)、興業(yè)、民生、恒豐、浙商等16家銀行。進(jìn)行成對樣本的均值和中位數(shù)檢驗，以此來分析銀行資產(chǎn)風(fēng)險在資本充足監(jiān)管前后是否發(fā)生顯著變化。具體又分為兩種情況②由于很難事前有效驗證16家商業(yè)銀行的資本充足率是否服從正態(tài)分布。為提高實證的可信度，分別給出服從和不服從正態(tài)分布兩種假定前提的檢驗結(jié)果。:

1.假定2003年末(資本充足監(jiān)管實施之前)、2004年、2005年末(資本充足監(jiān)管實施后)16家商業(yè)銀行的風(fēng)險水平服從正態(tài)分布，進(jìn)行成對樣本均值的t檢驗。令16家主要商業(yè)銀行資本充足監(jiān)管前后風(fēng)險水平之差(用2003年末的風(fēng)險水平減2004年末、2005年末以及后兩年末平均的風(fēng)險水平)的均值為 μd，設(shè)定假設(shè)檢驗:H0:μd=0?H1:μd＞0，運用SPSS軟件進(jìn)行成對樣本的t檢驗，檢驗結(jié)果如表2。

表2 正態(tài)分布下風(fēng)險水平的成對樣本檢驗

從以上檢驗結(jié)果來看，分別檢驗16家主要商業(yè)銀行平均的2003年末風(fēng)險水平與2004年末風(fēng)險水平，2003年末風(fēng)險水平與2005年風(fēng)險水平，2003年末風(fēng)險水平與2004年末和2005年末風(fēng)險水平平均值的均值是否相等，單尾的P值分別為0.25、0.0015和 0.0115。其中，2003年末與 2004年末的比較，不能拒絕均值μd=0的零假設(shè)，但2003年末與2005年末，2003年末與2004年末、2005年末的平均值的比較，均拒絕均值μd=0的零假設(shè)，檢驗結(jié)論出現(xiàn)矛盾。分析其原因，新的資本充足監(jiān)管政策在2004年3月1日開始實施，而銀行發(fā)放的貸款大多為1年期及更長的時間，銀行在2004年末之前10個月內(nèi)調(diào)整資產(chǎn)和貸款結(jié)構(gòu)的余地較小，因此2003年末與2004年末相比，銀行的風(fēng)險水平不會發(fā)生很大的變化。2004年3月1日到2005年末，相對而言，銀行有較大的選擇權(quán)來調(diào)整自身的資產(chǎn)和信貸，時間越長，銀行的這種自主權(quán)越大，因此就檢驗結(jié)果而言，比較2003年末銀行的風(fēng)險水平與2005末銀行的風(fēng)險水平，要比比較2003年末銀行的風(fēng)險水平與2004年末的銀行風(fēng)險水平，更符合實際。因此，根據(jù)檢驗結(jié)果，可以認(rèn)為資本充足監(jiān)管實施后，銀行的風(fēng)險水平與資本充足監(jiān)管實施前相比，有了顯著的降低。

2.假定2003年末(資本充足監(jiān)管實施之前)、2004年、2005末(資本充足監(jiān)管實施后)16家商業(yè)銀行風(fēng)險水平的分布未知，運用非參數(shù)檢驗對成對樣本的中位數(shù)進(jìn)行檢驗。令16家主要商業(yè)銀行資本充足監(jiān)管前后風(fēng)險之差(分別用2004年末、2005年末、2004年與2005年兩年末平均的風(fēng)險水平減去2003年末的風(fēng)險水平)的中位數(shù)為md，設(shè)定假設(shè)檢驗:H0:md=0?H1:md＜0，運用SPSS軟件進(jìn)行成對樣本的t檢驗，檢驗結(jié)果如表3。

從檢驗結(jié)果來看，分別檢驗16家主要商業(yè)銀行平均的2004年末風(fēng)險水平與2003年末風(fēng)險水平，2005年末風(fēng)險水平與2003年風(fēng)險水平，2004年末和2005年末風(fēng)險水平平均值與2003年末風(fēng)險水平的中位數(shù)是否相等，Wilcoxon符號秩檢驗的單尾P值分別為0.181、0.003和0.0085，符號檢驗的單尾P值分別為0.5、0.0175和0.0175。與第一種情況的結(jié)果基本一致，2003年末與2004年末的比較，不能拒絕中位數(shù)μd=0的零假設(shè)，但2003年末與2005年末，2003年末與2004年末、2005年末的平均值的比較，均拒絕中位數(shù)μd=0的零假設(shè)。根據(jù)同樣的理由認(rèn)為，比較2003年末與2005末銀行的風(fēng)險水平，要比比較2003年末銀行的風(fēng)險水平與2004年末的銀行風(fēng)險水平，更符合實際。因此，可以認(rèn)為在實施新的資本充足監(jiān)管政策后，銀行的風(fēng)險水平有了顯著的降低。

表3 非正態(tài)分布下風(fēng)險水平的成對樣本檢驗

(三)面板數(shù)據(jù)回歸分析

在上面短期分析的基礎(chǔ)上，論文運用回歸分析方法，分析資本充足率和資產(chǎn)風(fēng)險的長期關(guān)系。論文運用16家主要商業(yè)銀行在1998年到2010年的面板數(shù)據(jù)，建立回歸模型，做資本充足率和其他變量的多元回歸分析。其中1998-2005年的數(shù)據(jù)來源于中國銀監(jiān)會內(nèi)部資料《銀行監(jiān)管統(tǒng)計主要指標(biāo):1998-2005》，2006-2010年的數(shù)據(jù)①其中，缺失的數(shù)據(jù)有:2006年中國農(nóng)業(yè)銀行的資本充足率和浙江商業(yè)銀行1998-2003年各指標(biāo)。主要取自于各銀行年報，年報主要來源于巨潮資訊網(wǎng)站和各銀行網(wǎng)站。宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

1.變量選擇與基本模型

一般來講，影響商業(yè)銀行風(fēng)險的因素主要有外部監(jiān)管、銀行特質(zhì)和經(jīng)濟環(huán)境三大類因素?；趯ξ覈虡I(yè)銀行運營狀況和數(shù)據(jù)可獲得性的考慮，本文主要選取以下變量:(1)資本充足水平。根據(jù)前述簡單模型的推理，我們認(rèn)為資本充足水平越高，銀行風(fēng)險程度越低。(2)銀行規(guī)模?！按蠖坏埂钡睦碚撜J(rèn)為銀行規(guī)模越大風(fēng)險越小。一般用資產(chǎn)規(guī)模反映銀行規(guī)模［16］。(3)盈利情況。一般認(rèn)為，銀行的運營及盈利情況越好，風(fēng)險程度越低。用資產(chǎn)利潤率表示。(4)償債能力。償債能力與銀行風(fēng)險程度息息相關(guān)。用流動性表示。(5)經(jīng)濟發(fā)展水平。通常認(rèn)為經(jīng)濟發(fā)展水平程度越高，整個社會的風(fēng)險就越小，故銀行業(yè)的風(fēng)險也越小。用GDP表示。(6)價格指數(shù)。物價會通過貨幣政策的變動影響銀行業(yè)的經(jīng)營和風(fēng)險。這樣，本文建立的面板數(shù)據(jù)隨機效應(yīng)回歸基本模型為:

其中，riskit表示第i家銀行在第t期的風(fēng)險大小，用銀行加權(quán)風(fēng)險資產(chǎn)余額與資產(chǎn)余額的比值來表示;capit表示第i家銀行在第t期的資本充足率;assetit表示第i家銀行在第t期的資產(chǎn)余額，用對數(shù)反映;profitit表示第i家銀行在第t期的資產(chǎn)利潤率;liquidit表示第i家銀行在第t期的資產(chǎn)流動性比例，用銀行流動性資產(chǎn)與流動性負(fù)債的比值表示;yt表示第t期實際的GDP，反映宏觀經(jīng)濟增長對銀行風(fēng)險的影響，用對數(shù)表示;pricet表示第t期的商品零售價格指數(shù)，反映物價波動及通貨膨脹因素對銀行風(fēng)險的影響，用對數(shù)表示;D1t是虛擬變量，反映《辦法》的頒布和新資本充足監(jiān)管政策的實施對銀行風(fēng)險行為的影響，在2003年及以前年份取值為0，在2004年及以后年份取值為1;D2t也是虛擬變量，反映所有權(quán)結(jié)構(gòu)對銀行風(fēng)險行為的影響，4家國有商業(yè)銀行和國有性質(zhì)較強的交通銀行、中信實業(yè)銀行、光大銀行，取值為1，其他銀行取值為0。

2.主要研究變量的描述性統(tǒng)計

對模型中主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4。

樣本數(shù)據(jù)中，風(fēng)險的最大值是農(nóng)行1999年的1.0145，同年農(nóng)行的不良貸款比率高達(dá)48.2%;最小值是恒豐銀行2001年的0.2167;一般股份制銀行的平均風(fēng)險程度略低于D2t=1的銀行。

資本充足率的最大值是恒豐銀行2002年的24%，這與2002年恒豐銀行的增資擴股相關(guān);最低值是農(nóng)業(yè)銀行2005年-21.7%，其原因是2005年農(nóng)業(yè)銀行的不良貸款率為26.17%，逾期貸款高達(dá)7094.92，計算資本凈額的扣減項非常大，致使2005年其資本凈額為-4860.1。全樣本的平均水平為8.46%，高于監(jiān)管要求。一般股份制銀行的平均資本充足率較高于D2t=1的銀行。1998-2003年間全樣本的平均資本充足率水平為7.42%，低于監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn);2004-2010年間這一數(shù)據(jù)為9.63%，高于監(jiān)管要求。全樣本中，2003年底資本充足率達(dá)標(biāo)的銀行只有1家，2004年底為10家，2005年底為12家。這充分說明各銀行的確在2004年底就開始關(guān)注并執(zhí)行《辦法》，《辦法》對銀行業(yè)產(chǎn)生了重要影響。

表4 各變量的描述性統(tǒng)計量

3.靜態(tài)模型回歸結(jié)果

回歸中采用對截面數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)的廣義最小二乘法，它與普通最小二乘法相比，可以降低變量之間的線性相關(guān)性和減少異方差的影響。這樣，我們對隨機效應(yīng)回歸模型(1)進(jìn)行估計，得到表5的回歸結(jié)果。

從以上結(jié)果可以看出，調(diào)整后的R2值為0.86，F(xiàn)統(tǒng)計量的p值為零，模型擬合優(yōu)度較高，回歸方程整體高度顯著，但方程中有多個變量不顯著，方程有待進(jìn)一步完善。對各個變量逐步進(jìn)行回歸，選擇相對最優(yōu)模型，得到新的回歸模型:

對模型(2)進(jìn)行回歸，得到表6的估計結(jié)果。

表5 靜態(tài)模型(1)的回歸結(jié)果

表6 靜態(tài)模型(2)的回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看出，調(diào)整后的 R［2值為0.95，F(xiàn)統(tǒng)計量的p值為零，模型擬合優(yōu)度和方程整體顯著性提高，且所有被解釋變量顯著，方程回歸效果較好。其中，銀行風(fēng)險水平與資本充足率水平呈負(fù)相關(guān)，說明資本充足率高的銀行風(fēng)險水平相對較低，同一銀行在高資本充足率水平的時期，風(fēng)險水平也相對較低;銀行風(fēng)險水平與資產(chǎn)規(guī)模呈正相關(guān)，反映出隨著銀行規(guī)模的擴張，風(fēng)險不斷增加的趨勢;銀行風(fēng)險水平與銀行資產(chǎn)流動性呈負(fù)相關(guān)，與理論上相符;銀行風(fēng)險水平與GDP的水平呈負(fù)相關(guān)而與物價水平呈正相關(guān)，說明實體經(jīng)濟的實際增長有利于銀行有效的降低風(fēng)險水平，而經(jīng)濟泡沫的存在又會增加銀行的風(fēng)險水平。

4.動態(tài)回歸分析

為進(jìn)一步分析銀行風(fēng)險水平與資本充足率的關(guān)系，我們在上述分析的基礎(chǔ)上建立動態(tài)模型:

模型包括兩部分，λ系數(shù)前的部分反映銀行風(fēng)險與短期影響因素的均衡關(guān)系，而λ系數(shù)后括號中的部分反映銀行風(fēng)險與影響因素的長期均衡關(guān)系，也就是說，銀行風(fēng)險短期的變化既取決于影響因素的短期變化，也取決于銀行風(fēng)險與長期均衡值的偏離程度。

對模型(3)進(jìn)行估計，得到表7估計結(jié)果。

表7 動態(tài)模型(3)的回歸結(jié)果

表8 動態(tài)模型(4)的回歸結(jié)果

從以上結(jié)果可以看出，雖然F統(tǒng)計量的p值為零，但調(diào)整后的R2值僅為0.35，方程中還有多個變量不顯著，方程有待進(jìn)一步完善。對各個變量逐步進(jìn)行回歸，選擇相對最優(yōu)模型，得到新的回歸模型:

對模型(4)重新進(jìn)行回歸，得到表8的估計結(jié)果。

從回歸結(jié)果看，調(diào)整后的R2值仍然不高，僅為0.33，擬合優(yōu)度不高，但F統(tǒng)計量的p值為零，各被解釋變量也都顯著。其中銀行風(fēng)險的一階差分值與上期的資本充足水平呈正相關(guān)，說明資本充足低的銀行一般會于下期降低風(fēng)險水平適應(yīng)資本充足監(jiān)管的要求，資本充足監(jiān)管的實施有利于風(fēng)險水平的降低;銀行風(fēng)險的一階差分與流動性的一階差分呈負(fù)相關(guān)，提高銀行的流動性，有利于風(fēng)險水平的降低，與理論相符;銀行風(fēng)險的一階差分與物價的一階差分呈正相關(guān)，說明經(jīng)濟中的泡沫成分引起銀行風(fēng)險的增加。

(四)協(xié)整和因果分析

我們運用Eviews軟件，對資本充足率、銀行風(fēng)險進(jìn)行單位根、協(xié)整檢驗和因果檢驗。所用數(shù)據(jù)為16家主要商業(yè)銀行從1998-2010年的分年度的平均資本充足率(capital)和平均銀行風(fēng)險(risk)。

1.資本充足率和銀行風(fēng)險的單位根檢驗

單位根的檢驗方法包括Dickey-Fuller(DF)、Augmented Dickey-Fuller(ADF)、Phillips-Perron(PP)、KPSS檢驗等。我們采用較為常見的ADF檢驗。主要結(jié)果見表9。檢驗發(fā)現(xiàn)資本充足率和銀行風(fēng)險都具有單位根，為非平穩(wěn)序列，而其一階差分都拒絕具有單位根的假設(shè)，為平穩(wěn)序列，資本充足率和銀行風(fēng)險都為一階單整過程時間序列I(1)，因此，它們可能受某些共同因素的影響，在時間上表現(xiàn)出相同的趨勢，即它們可能存在一種穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表9 資本充足率和銀行風(fēng)險的單位根檢驗

2.資本充足率和銀行風(fēng)險的Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系是指屬于同階非零單整的兩個或兩個以上時間序列盡管是非平穩(wěn)序列，但如果它們的某個線性組合可能構(gòu)成零階單整序列。即兩個變量雖然具有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，那么它們之間就存在長期穩(wěn)定比例關(guān)系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗。檢驗的主要結(jié)果見表10?？梢钥闯?，在5%的顯著性水平上，對于零假設(shè)r=0，最大特征值和跡統(tǒng)計變量都小于臨界值，則二者的檢驗結(jié)果顯示出一致的結(jié)論，即接受零假設(shè)。說明資本充足率和銀行風(fēng)險不存在長期均衡關(guān)系。

表10 資本充足率和銀行風(fēng)險的Johansen協(xié)整檢驗檢驗結(jié)果

3.資本充足率和銀行風(fēng)險的 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗確定的是一個變量能否有助于預(yù)測另一個變量。如果變量X有助于預(yù)測變量Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進(jìn)行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸解釋能力，則稱X是Y的Granger原因;否則，稱為非Granger原因。類似的定義Y是X的Granger與非Granger原因。檢驗的主要結(jié)果見表11，兩種情況下，F(xiàn)統(tǒng)計值小于臨界值，不能拒絕零假設(shè)，說明資本充足率不是銀行風(fēng)險的變化原因，銀行風(fēng)險也不是資本充足率變化的原因。

表11 資本充足率和銀行風(fēng)險的Granger因果檢驗結(jié)果

四、研究結(jié)論與政策建議

對我國銀行業(yè)金融機構(gòu)1998-2010年間資本充足率水平和風(fēng)險水平進(jìn)行實證研究得到的主要結(jié)論如下:

1.短期成對樣本檢驗表明資本充足監(jiān)管的實施促進(jìn)了商業(yè)銀行有效的控制和降低風(fēng)險。

2.靜態(tài)回歸分析發(fā)現(xiàn)，銀行風(fēng)險水平與資本充足率水平呈負(fù)相關(guān)，說明資本充足率高的銀行風(fēng)險水平相對較低，同一銀行在高資本充足率水平的時期，風(fēng)險水平也相對較低。

3.動態(tài)回歸分析發(fā)現(xiàn)，資本充足低的銀行一般會于下期降低風(fēng)險水平，以適應(yīng)資本充足監(jiān)管的要求，資本充足監(jiān)管的實施確實有利于風(fēng)險水平的降低。

4.協(xié)整和因果分析卻表明，資本充足率和銀行風(fēng)險之間并不存在長期均衡關(guān)系，更不存在相互因果關(guān)系，資本充足監(jiān)管對銀行風(fēng)險的影響總體而言是短期和不連續(xù)的。

由此，我們得出最終結(jié)論:實施資本充足監(jiān)管有利于降低銀行信貸風(fēng)險，但這種影響是短期和不連續(xù)的，資本充足監(jiān)管的長期有效性明顯不足。

本文研究的主要政策意義在于:

1.資本充足監(jiān)管能否有效并持續(xù)降低風(fēng)險是多因素共同作用的系統(tǒng)結(jié)果。有充足的理論依據(jù)來論證資本充足監(jiān)管降低風(fēng)險的有效性，但同時又有相反的模型和理論來質(zhì)疑資本充足監(jiān)管，爭論足以讓人眼花繚亂。應(yīng)該認(rèn)識到，資本充足監(jiān)管不是抽象的概念，是制度本身、主體、客體和市場環(huán)境共同參與下監(jiān)管系統(tǒng)運作的過程。資本充足監(jiān)管不應(yīng)該只關(guān)注、追逐某個數(shù)字，而是一個以風(fēng)險監(jiān)管為核心，以有效提高銀行的風(fēng)險管控能力為目標(biāo)，以對銀行的正向風(fēng)險激勵和約束為導(dǎo)向的過程監(jiān)管。

2.資本充足監(jiān)管的實施效果如何，不僅與作為外因的監(jiān)管部門的獨立性、權(quán)威性，監(jiān)管制度設(shè)計的科學(xué)性、合理性，監(jiān)管人員的監(jiān)管能力和職業(yè)道德有關(guān)，更重要的是作為內(nèi)因的銀行是否能夠按照監(jiān)管者的意愿對資本充足監(jiān)管要求予以正確的回應(yīng)，使外部監(jiān)管順利轉(zhuǎn)換為內(nèi)部約束。因此，增強商業(yè)銀行的風(fēng)險意識、培育風(fēng)險管理人才、引進(jìn)先進(jìn)的風(fēng)險管理技術(shù)、建立有效的風(fēng)險管理組織架構(gòu)和明晰的風(fēng)險管理流程是銀行業(yè)提高對風(fēng)險的識別、計量、控制和管理水平的重要微觀機制。

3.資本充足監(jiān)管的實施還依賴于一定的市場基礎(chǔ)，市場經(jīng)濟、銀行信用的發(fā)達(dá)程度，銀行微觀的產(chǎn)權(quán)和法人治理結(jié)構(gòu)，宏觀金融結(jié)構(gòu)的安排，都會影響資本充足監(jiān)管的最終效果。因此，要提高資本充足監(jiān)管的有效性，不能孤立的看問題，就監(jiān)管而監(jiān)管，必須堅持系統(tǒng)的觀點，通盤考慮、統(tǒng)籌安排。

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