代軍勛，郭雅文，李楊子

(1.武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北武漢，430072；2.中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北武漢，430064)

一、引言

流動性創(chuàng)造作為商業(yè)銀行最重要的社會功能，是通過將流動性相對較好的負(fù)債轉(zhuǎn)換為流動性較差的資產(chǎn)來為整個實體經(jīng)濟注入流動性。但是，由于流動性創(chuàng)造過程中產(chǎn)生的期限錯配問題，使得商業(yè)銀行面臨的流動性風(fēng)險和信用風(fēng)險不斷積聚。2010年的《巴塞爾協(xié)議III》對銀行資本提出更嚴(yán)格要求的同時，還引入了流動性監(jiān)管要求。由此，商業(yè)銀行進入資本和流動性雙重約束的時代。2013年以來，我國銀行業(yè)也開始面臨資本和流動性雙重約束。

資本監(jiān)管會通過影響商業(yè)銀行的風(fēng)險偏好和資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)從而影響商業(yè)銀行的流動性創(chuàng)造。流動性約束既可能通過吸收銀行的流動性風(fēng)險促進銀行的流動性創(chuàng)造，也可能通過增加銀行持有的流動性資產(chǎn)和非流動性負(fù)債而直接削弱銀行的流動性創(chuàng)造能力①。同時，資本監(jiān)管和流動性監(jiān)管也可能會存在交互作用。伴隨著資本和流動性雙重約束時代的到來，探究我國特殊制度背景下雙重約束導(dǎo)致的交互效應(yīng)和商業(yè)銀行行為模式的變異規(guī)律，尤其是雙重約束下的商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造，對理順我國銀行監(jiān)管與貨幣政策的邏輯關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

伴隨著1988年《巴塞爾協(xié)議》的實施，理論界開始關(guān)注資本約束對商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的影響。對于資本約束與商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造之間的關(guān)系，形成了兩種相反的觀點。第一種觀點是“金融脆弱性擠出(financial fragility crowding out theory)”假說，認(rèn)為銀行資本約束和銀行流動性創(chuàng)造之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，銀行資本約束會阻礙銀行進行流動性創(chuàng)造[1?3]。第二種觀點是“風(fēng)險吸收(risk absorption hypothesis)”假說，該假說將銀行流動創(chuàng)造和銀行風(fēng)險轉(zhuǎn)換功能聯(lián)系起來，認(rèn)為銀行資本約束和銀行流動性創(chuàng)造之間存在正向作用[4?7]。實證研究上，Berger&Bouwman[8]通過對美國銀行業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)大銀行存在“風(fēng)險吸收”效應(yīng)，而小銀行存在“金融脆弱性擠出”效應(yīng)。Fungacova等[9]通過研究俄羅斯銀行業(yè)1999—2007年的數(shù)據(jù)，得出了資本約束會降低商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的結(jié)論。Distinguin等[10]對2000—2006年歐洲和美國銀行業(yè)數(shù)據(jù)進行的研究發(fā)現(xiàn)銀行的流動性創(chuàng)造和銀行資本約束存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者對該領(lǐng)域的研究主要集中于實證方面。王露璐和代軍勛[11]研究發(fā)現(xiàn)資本約束會促進股份制銀行的流動性創(chuàng)造能力，但對區(qū)域性銀行的流動性創(chuàng)造卻存在抑制作用。周愛民和陳遠[12]對中國151家商業(yè)銀行的實證分析結(jié)果表明，國有銀行存在明顯的“風(fēng)險吸收”效應(yīng)，而區(qū)域性銀行和外資銀行則存在明顯的“金融脆弱擠出”效應(yīng)。何青青等[13]的實證結(jié)果也表明中國城市商業(yè)銀行存在著明顯的“金融脆弱性擠出”效應(yīng)。

由于流動性約束是在2010年《巴塞爾協(xié)議III》中提出的，尚處于推動實施中，在資本和流動性雙重約束下研究商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的理論和實證研究比較少見。

基于以上分析，本文通過實證研究資本約束、流動性約束和資本與流動性雙重約束下中國銀行業(yè)的流動性創(chuàng)造行為，實現(xiàn)了以下創(chuàng)新：(1)在研究視角上，本文在資本與流動性雙重約束的交互效應(yīng)中研究資本約束和流動性約束對商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的影響，改變了以往研究只側(cè)重一種約束的不足，更符合監(jiān)管實際；(2)在研究方法上，本文構(gòu)建平行實證模型組，在資本約束、流動性約束和資本與流動性雙重約束對商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的影響的比較中更準(zhǔn)確識別了各自的影響方向和影響程度以及資本約束和流動性約束的交互效應(yīng)；(3)在研究對象上，本文基于中國銀行業(yè)數(shù)據(jù)，在獨立測算各家銀行的流動性創(chuàng)造和流動性約束指標(biāo)的基礎(chǔ)上進行了全樣本和分樣本的比較實證，研究更符合中國實際。

三、研究設(shè)計

(一) 模型設(shè)定

參照Luc Laeven和Ross Levine[14]的實證方法，本文通過構(gòu)建兩個平行模型來進行對照實證研究，探討銀行資本約束、流動性約束和銀行流動性創(chuàng)造行為之間的關(guān)系，模型構(gòu)建如下：

模型(1)在不考慮資本約束和流動性約束的交互效應(yīng)的基礎(chǔ)上識別資本約束和流動性約束對商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的影響，具體設(shè)定如下：

模型(2)在考慮資本約束和流動性約束的交互效應(yīng)的基礎(chǔ)上，通過加入兩種約束的交乘項，識別資本約束和流動性約束對商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造的影響，具體設(shè)定如下：

其中，i=1, 2, 3, …，n表示樣本銀行個數(shù)；t表示相關(guān)時期；Ui表示各個銀行的個體固定效應(yīng)；εi,t為殘差項。RLCi,t代表第i家銀行t時期流動性創(chuàng)造增速；CAR_BUFFi,t代表第i家銀行t時期持有的資本緩沖；NSFR_BUFFi,t代表第i家銀行t時期持有的流動性緩沖。為了消除遺漏變量帶來的估計誤差，本文加入了銀行層面和宏觀經(jīng)濟層面的控制變量：Xi,t為t時期i銀行特征變量，用于控制銀行個體差異的影響；RGDPt代表t時期GDP增速，RM2t代表t時期貨幣供應(yīng)增速，這兩個指標(biāo)用于控制宏觀經(jīng)濟層面的影響。

(二) 變量選取

1.被解釋變量

本文借鑒郭曄、程玉偉和黃振[15]以及 Ujjal K.Chatterjee[16]的研究，選擇流動性創(chuàng)造增長率(RLC)——銀行流動性創(chuàng)造的對數(shù)差分值作為被解釋變量，該變量衡量了銀行每年創(chuàng)造流動性的增長速率，該變量越大，表示銀行流動性創(chuàng)造速度越快。本文借鑒Berger和 Bouwnm[8]提出的測度銀行流動性創(chuàng)造的方法計算了樣本銀行的流動性創(chuàng)造(LC)。考慮到中國銀行業(yè)的實際情況以及數(shù)據(jù)的可得性，本文只考慮表內(nèi)業(yè)務(wù)對銀行流動性創(chuàng)造的影響。

2.解釋變量

根據(jù)研究慣例，在資本水平和流動性水平普遍超過監(jiān)管要求的背景下，為了反映商業(yè)銀行面臨的資本約束強度和流動性約束強度，本文用資本緩沖(CAR_BUFF)和流動性緩沖(NSFR_BUFF)作為衡量監(jiān)管壓力的代理變量②。商業(yè)銀行預(yù)期面臨的監(jiān)管壓力越大，其持有的相應(yīng)緩沖越高。資本緩沖(CAR_BUFF)即銀行資本充足率(CAR)超過監(jiān)管要求8%的部分；流動性緩沖(NSFR_BUFF)即凈穩(wěn)定資金比率(NSFR)超過監(jiān)管要求100%的部分。

資本充足率(CAR)數(shù)據(jù)來自銀行年報，而凈穩(wěn)定資本比率(NSFR)參考巴塞爾委員會[17]提出的如下公式進行計算：

其中，Li為資產(chǎn)負(fù)債表中負(fù)債方和所有者權(quán)益方，Lj為資產(chǎn)負(fù)債表中的資產(chǎn)方，Wi和Wj分別為負(fù)債及所有者權(quán)益科目和資產(chǎn)科目對應(yīng)的權(quán)重。

考慮到銀行上一期流動性創(chuàng)造水平會對下一期產(chǎn)生的影響，本文在解釋變量中加入了流動性創(chuàng)造指標(biāo)的滯后一期來識別該影響。另外，本文設(shè)定了其他影響流動性創(chuàng)造的控制變量，包括：(1)銀行特征變量(X)，具體包括衡量銀行績效的資產(chǎn)收益率(ROA)、衡量銀行規(guī)模的銀行資產(chǎn)總額的對數(shù)(ASSETS)、衡量銀行風(fēng)險的不良貸款率(NPL)；(2)宏觀經(jīng)濟變量，具體包括衡量經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顟B(tài)的GDP增長率(RGDP)、衡量貨幣政策環(huán)境的廣義貨幣 M2增速(RM2)。針對銀行特征變量，本文都采用其滯后一階的數(shù)據(jù)作為解釋變量，這是為了克服當(dāng)期流動性創(chuàng)造指標(biāo)與當(dāng)期各特征變量之間存在的內(nèi)生性。

(三) 估計方法、樣本選擇和描述性統(tǒng)計

1.估計方法

由于模型(1)和(2)中均含有被解釋變量的滯后項，本文采用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)方法對兩個模型進行估計。同時，由于兩階段GMM估計會產(chǎn)生標(biāo)準(zhǔn)差向下的偏誤，故而本文對模型(1)和模型(2)采用一階段系統(tǒng)GMM方法。根據(jù)前人的研究發(fā)現(xiàn)，銀行資本在影響銀行流動性創(chuàng)造的同時，流動性創(chuàng)造會反方向作用于銀行資本，即CAR_BUFFi,t?1并不是嚴(yán)格外生的，其滯后一期設(shè)定為先決變量進行估計。

2.樣本選擇

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文整理了2008—2016年間我國 94家商業(yè)銀行的年度平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。銀行數(shù)據(jù)來自中國銀行業(yè)數(shù)據(jù)庫(CBD)③，宏觀經(jīng)濟變量來自國家統(tǒng)計局。除了對整體樣本進行分析外，為了深入研究監(jiān)管政策對不同銀行影響的差異性，本文將全體樣本銀行劃分為跨區(qū)域經(jīng)營銀行(17家)和區(qū)域性經(jīng)營銀行(77家)④。

3.描述性統(tǒng)計

由于少數(shù)樣本銀行CAR指標(biāo)和NSFR計算所需財務(wù)數(shù)據(jù)的缺失，本文對樣本銀行的資本緩沖指標(biāo)和流動性緩沖指標(biāo)以及銀行特征變量在 1%百分位上進行了縮尾(winsor)處理，以消除異常值對估計產(chǎn)生的影響?？s尾以后得到的相關(guān)指標(biāo)描述性統(tǒng)計結(jié)果如表 1所示。

從表1可以看出：(1)我國商業(yè)銀行的資本緩沖最小值和均值都大于 0，說明所有銀行都達到了資本監(jiān)管要求；而流動性緩沖最小值小于0但均值大于0，說明有少部分銀行沒有滿足流動性監(jiān)管需求；(2)區(qū)域性經(jīng)營銀行比跨區(qū)域經(jīng)營銀行持有更多的資本緩沖和流動性緩沖，這主要是由于區(qū)域性經(jīng)營銀行比跨區(qū)域經(jīng)營銀行更為審慎。通過觀察模型中被解釋變量和核心解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣(見表2)，可以發(fā)現(xiàn)資本緩沖、流動性緩沖和流動性創(chuàng)造增速都呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但流動性緩沖與流動性創(chuàng)造增速之間的正向關(guān)系非常小。在該相關(guān)系數(shù)矩陣中，各個解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值均處于0.4以下，可以認(rèn)為模型中的多重共線性問題并不嚴(yán)重。此外，為進一步檢查解釋變量之間是否存在多重共線性，本文計算了所有解釋變量的方差膨脹因子(VIF)，結(jié)果顯示所有解釋變量VIF均小于10，說明不存在明顯的多重共線性問題。

四、實證結(jié)果及分析

針對全樣本和分樣本的兩個模型實證檢驗結(jié)果如表3所示，所有模型都通過了Sargan檢驗和二階自相關(guān)檢驗，說明模型的設(shè)定合理。

基于表3反映的實證結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)：

(一) 資本約束、流動性約束與流動性創(chuàng)造的關(guān)系

基于模型(1)的全樣本的實證結(jié)果表明：①商業(yè)銀行所受資本約束強度對其流動性創(chuàng)造具有顯著的正向影響，資本緩沖每提高 1%會使得銀行流動性創(chuàng)造增速增加0.042 3%，表明“風(fēng)險吸收”效應(yīng)在中國銀行業(yè)中占據(jù)主導(dǎo)地位，也就是說，資本緩沖通過吸收風(fēng)險促進了商業(yè)銀行的流動性創(chuàng)造；②商業(yè)銀行所受流動性約束強度與其流動性創(chuàng)造之間關(guān)系并不顯著，這是由于中國銀行業(yè)的流動性水平普遍偏高，流動性約束無法獨立發(fā)揮其抑制銀行流動性創(chuàng)造的作用。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

(二) 資本和流動性雙重約束的交互效應(yīng)及其對流動性創(chuàng)造的影響

在模型(2)中，資本緩沖的系數(shù)顯著為正，表明增加商業(yè)銀行所受資本約束會直接提高銀行流動性創(chuàng)造能力；交乘項系數(shù)顯著為負(fù)，意味著商業(yè)銀行所受流動性約束會削弱其資本約束對流動性創(chuàng)造的促進作用。其可能的解釋是：當(dāng)銀行的資本約束改變銀行的信貸行為從而創(chuàng)造出更多流動性時(例如：長期貸款增加)，銀行持有的非流動性資產(chǎn)(長期貸款貸款)增加導(dǎo)致銀行持有的流動性緩沖水平降低，銀行為彌補這部分流動性缺失而不得不增加其流動性資產(chǎn)和非流動性負(fù)債，該行為最終削弱了由資本約束帶來的流動性創(chuàng)造增長。這一結(jié)果與 Frederic Boissay和 Fabrice Collard(2016)[18]指出的“資本和流動性雙重約束可以通過互相加強從而進一步減少銀行信貸供給⑤”的結(jié)論相一致。這也充分說明流動性約束可以通過作用于資本約束從而對商業(yè)銀行的流動性創(chuàng)造行為起到顯著的抑制作用。

表3 實證結(jié)果

(三) 不同銀行受資本和流動性約束的效應(yīng)的差異性

通過模型(1)和模型(2)的分樣本實證結(jié)果對比可以發(fā)現(xiàn)：①資本約束對跨區(qū)域經(jīng)營銀行流動性創(chuàng)造增速的促進作用(0.049 9*)顯著大于區(qū)域經(jīng)營銀行(0.043 5**)，是因為跨區(qū)域經(jīng)營銀行作為系統(tǒng)重要性銀行受到的資本監(jiān)管更加嚴(yán)格，進行一單位流動性創(chuàng)造所需持有的監(jiān)管資本更多⑥；②在系數(shù)都顯著的前提下，流動性約束對跨區(qū)域經(jīng)營銀行流動性創(chuàng)造的抑制作用是顯著的(?0.470**)，說明對跨區(qū)域經(jīng)營銀行而言，其持有更多的流動性緩沖以預(yù)防流動性監(jiān)管趨嚴(yán)的行為削弱了銀行流動性創(chuàng)造能力；而對區(qū)域經(jīng)營銀行，流動性約束與銀行流動性創(chuàng)造增速之間卻存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(0.193*)，說明對區(qū)域經(jīng)營銀行而言，其持有更多的流動性緩沖通過風(fēng)險吸收增強了銀行流動性創(chuàng)造能力。導(dǎo)致以上差異的原因是：一方面，區(qū)域經(jīng)營銀行受限于經(jīng)營地域約束，流動性創(chuàng)造的空間和彈性有限；另一方面，區(qū)域經(jīng)營銀行和跨區(qū)域經(jīng)營銀行所受流動性約束強度存在實質(zhì)性差異，跨區(qū)域經(jīng)營銀行所受隱性流動性約束強度更高。③兩類樣本的交乘項系數(shù)均顯著為負(fù)，說明流動性約束削弱了資本約束對銀行流動性創(chuàng)造的促進作用，這是因為流動性約束帶來的銀行資產(chǎn)負(fù)債表結(jié)構(gòu)變化使得銀行資本緩沖下降?？鐓^(qū)域經(jīng)營銀行流動性約束對資本約束的流動性創(chuàng)造效應(yīng)的緩釋作用(?0.291***)強于區(qū)域經(jīng)營銀行(?0.120***)，說明跨區(qū)域經(jīng)營銀行的流動性約束作用于資本約束的效果強于區(qū)域經(jīng)營銀行。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考孫莎等[19]以及代軍勛等[20]的研究進行了兩項穩(wěn)健性檢驗。通過對流動性創(chuàng)造指標(biāo)進行 1%的縮尾處理，經(jīng)處理后的全樣本估計和分樣本估計結(jié)果均與上文結(jié)果基本保持一致，見表4所示。本文還采用另一個流動性指標(biāo)——存貸比的倒數(shù) DA(即銀行貸款/存款)來對兩個模型進行實證檢驗和分析，見表5所示，檢驗結(jié)果同樣與上文實證模型結(jié)果基本保持一致，證明了上文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

基于《巴塞爾協(xié)議III》中提出的商業(yè)銀行資本監(jiān)管和流動性監(jiān)管指標(biāo)體系，本文借鑒 Luc Laeven和Ross Levine[14]的方法框架，采用94家中國商業(yè)銀行2008—2016年的數(shù)據(jù)分樣本實證研究了資本約束、流動性約束和商業(yè)銀行流動性創(chuàng)造三者之間的關(guān)系。對比分別未考慮和考慮資本和流動性雙重約束交互效應(yīng)的實證研究，本文發(fā)現(xiàn)：①在中國銀行業(yè)普遍滿足資本和流動性雙重監(jiān)管要求的情況下，資本約束增強促進了銀行的流動性創(chuàng)造；②流動性約束對銀行流動性創(chuàng)造的影響具有異質(zhì)性，對跨區(qū)域經(jīng)營銀行而言，流動性約束降低了其流動性創(chuàng)造，而對區(qū)域經(jīng)營銀行而言，流動性約束加速了其流動性創(chuàng)造；③流動性約束通過影響銀行資產(chǎn)負(fù)債表結(jié)構(gòu)間接作用于資本約束，抑制了銀行資本約束的流動性創(chuàng)造效應(yīng)。

表4 穩(wěn)健性檢驗一結(jié)果

表5 穩(wěn)健性檢驗二結(jié)果

以上研究結(jié)論帶來兩點政策建議：①監(jiān)管當(dāng)局在制定和調(diào)整銀行監(jiān)管制度時，需要充分考慮不同監(jiān)管政策的沖突和合成效應(yīng)，避免“合成謬誤”導(dǎo)致的監(jiān)管政策的實際效果與預(yù)期目標(biāo)出現(xiàn)背離，提升監(jiān)管政策的系統(tǒng)性和有效性。特別是我國正著力探索建立貨幣政策和宏觀審慎政策“雙支柱”調(diào)控框架，更應(yīng)注意尋求貨幣政策、宏觀審慎政策和微觀審慎政策間的協(xié)調(diào)配合。②不同類型銀行在公司治理、風(fēng)險偏好、發(fā)展戰(zhàn)略、經(jīng)營地域和所受監(jiān)管強度等方面存在差別，使得不同類型銀行對監(jiān)管政策的反應(yīng)存在較大異質(zhì)性，監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)針對不同銀行實施差別化的監(jiān)管待遇，強化監(jiān)管政策的針對性和適用性。

注釋：

①根據(jù)Berger和Bouwman的設(shè)定，流動性創(chuàng)造水平=0.5*(非流動性資產(chǎn)?流動性資產(chǎn))+0.5*(流動性負(fù)債?非流動性負(fù)債)+0*(半流動性資產(chǎn)+半流動性負(fù)債)，故當(dāng)銀行持有流動性資產(chǎn)和非流動性負(fù)債增加時，其流動性創(chuàng)造水平降低。

②《巴塞爾協(xié)議Ⅲ》中提出的流動性風(fēng)險監(jiān)管條例以及逆周期監(jiān)管要求，鼓勵銀行持有足夠的超過監(jiān)管要求的資本緩沖以及流動性緩沖，以此避免銀行系統(tǒng)風(fēng)險的過度累積以及對短期融資的過度依賴。

③數(shù)據(jù)來自武漢大學(xué)中國銀行業(yè)數(shù)據(jù)庫。

④由于國有銀行和股份制銀行是全國性經(jīng)營，在各個省份都擁有分支機構(gòu)，故而跨區(qū)域經(jīng)營銀行樣本包括五大國有銀行和 12家股份制銀行；而由于城市商業(yè)銀行的經(jīng)營范圍主要集中在該城市內(nèi)，跨省份網(wǎng)點和分支機構(gòu)較少存在甚至不存在，故而將城市商業(yè)銀行樣本劃分為區(qū)域性經(jīng)營銀行樣本。

⑤信貸供給是銀行進行流動性創(chuàng)造的主要途徑。

⑥具體表現(xiàn)為跨區(qū)域經(jīng)營銀行在滿足基本資本充足率要求的基礎(chǔ)上面臨1%的附加資本要求。