银行业资本监管与经济增长关系范文

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一、文献综述

（一）国外文献综述学者们主要从银行业资本监管对于经济的影响以及银行业资本监管对实际经济变量的作用方式和传导渠道角度进行分析，并且研究了在不同国家和地区的具体表现。1．银行业资本监管通过控制信贷规模影响宏观经济。Peek和Rosengren（1995）对美国20世纪末的资本约束、信贷规模及经济增长关系进行了实证，结论是资本约束对贷款增长具有显著影响，资本约束强化了货币政策的信贷传导途径，发生了信贷缩，在一定程度上造成经济衰退［1］。Watanabe（2007）使用20世纪80年代后期日本房地产贷款份额作为银行资本的工具变量，发现1997年存在监管驱动的银行业资本紧缩，从而引起银行业的信贷紧缩［2］。Kashyap，Rajan和Stein（2008）认为，2008年金融危机的主要问题在于银行监管和银行资产证券化产品的过度杠杆化，他们提出的解决方案是资本保险，就是银行购买资本保险以备在经济不好时弥补资本损失［3］。2．银行业资本监管通过货币政策效应影响宏观经济。Gerali等（2010）建立了嵌入不完全竞争银行部门、信贷摩擦和资本约束的DSGE框架，研究发现此次危机中的产出下降主要由银行部门外生冲击所导致，宏观经济冲击只起到较小作用，且危机中的银行资本下降对于投资等实际经济变量具有显著的负面影响［4］。Liu和Seeiso（2011）比较了外部融资溢价和流动性溢价效应对于金融加速作用的影响，发现当企业面临负向的净资产冲击时，银行部门的最低资本监管要求越高，企业融资溢价上升也越高；此外，在Ba－selⅡ顺周期资本监管情况下，货币政策对实际经济的冲击和影响作用比在BaselⅠ时更大［5］。金融危机发生后在BaselⅢ资本协议实施的背景下，Angelini等（2011）基于DSGE模型研究了BaselⅢ资本监管要求对于宏观经济及其波动的影响。3．银行业资本监管的顺周期性影响经济波动周期。Repullo和Suarez（2008）分析了巴塞尔协议Ⅱ的顺周期性，指出协议的风险资本监管规定改善了各类贷款的风险权重，应该对银行既定违约情况下的贷款损失和贷款违约率进行测算。在经济萧条期，贷款违约率和损失率较高，该协议所表现出的较强顺周期性会放大经济周期波动［7］。Chami和Co－simano（2010）的研究表明，在资本监管力度较强的情况下，商业银行将会大幅削减信贷规模，从而产生所谓的“资本加速器”效应［8］。Cohen和Morse（2010）认为经济具有很强的亲通胀性，这一方面是因为美联储实行了严格的监管措施，而资本监管的亲周期性亦是不容忽视的重要因素［9］。

（二）国内文献综述从理论角度来看，黄宪、鲁丹（2008）运用简化的JurgBlum和MartinHellwig模型分析了银行业资本监管的宏观经济波动效应传导机制，认为当银行信贷受到资本充足与可贷资金两个约束变量的作用时，主要受制于资本充足的约束［10］。江曙霞、何建勇（2011）在静态局部均衡理论模型基础上，研究了银行资本、银行信贷与宏观经济波动之间的关系，指出信贷风险和存贷比约束具有双重强化银行信贷和银行资本顺周期性的特征［11］。费玉娥、孙洋等（2012）的研究表明，实施严格的资本充足率监管对商业银行的信贷量有重大影响，特别是对于资本充足率水平低的银行，在监管压力大的条件下，会降低信贷规模的扩张速度［12］。柯孔林、冯宗宪等（2013）考虑我国隐性存款保险制度背景，并利用风险资本要求和监管惩罚变量构建新的银行利润模型［13］。从实证方法的角度看，国内文献更多地学习了国外学者在此领域的建模方法［14］。石晓军、李孟娜（2007）利用Pennacchi提出的商业银行资本比率模型分析了我国商业银行盯住市场资本充足率与经济周期的关系，并利用1996～2004年的商业银行数据进行了实证分析，认为盯住市场的银行资本比率是一个理性的、积极的经济领先指标，而我国对国有银行的历次注资是“逆周期的有效管理措施”［15］。潘再见（2011）运用动态面板方法研究了我国1998～2009年资本约束对银行信贷规模的影响，证明资本充足率是影响商业银行信贷规模的重要变量，尤其是国有银行对资本充足率非常敏感，并且当资本充足率提高1％，贷款将扩张1．5％［16］。我国学术界关于银行业资本监管对经济增长影响的研究文献并不丰富，已有的文献研究还存在以下不足：一是在研究银行业资本监管时选择的变量主要是资本充足率本身而不是监管压力，有些文献选择了二元响应虚拟变量来表示监管压力，但指标设置相对简单，对问题的说明不够细致。二是在实证分析过程中，多数采用了静态面板数据的一些模型来进行分析，并没有考虑到当期信贷量与前期信贷量之间的时滞关系，因而建立的模型会产生估计偏差。本文拟利用我国2003～2012年相关数据构建计量模型，研究银行业资本监管对经济增长的影响。

二、银行业资本监管对我国经济增长影响的实证研究

由于银行业资本监管、银行信贷规模与经济增长三者的联系较为复杂［16］，实证分为两个步骤：首先，研究银行业资本监管对信贷规模的影响；其次，分析信贷规模对经济增长的动态影响，构建一个向量自回归（VAR）模型，并进行脉冲响应分析。

（一）银行业资本监管对我国信贷规模影响的实证研究1．动态面板模型与指标选取。本文构建一个包含因变量滞后项的动态面板模型来分析银行业资本监管对我国信贷规模的影响，用GMM方法对动态面板方程进行估计。选取信贷量指标、银行业资本监管指标以及其他指标三个方面来研究银行业资本监管对信贷规模的影响。（1）信贷量指标。因变量为银行信贷量，或称银行信贷投放规模，采用各银行的贷款余额数据，用loan表示。（2）银行业资本监管指标。资本充足率的高低反映了银行抵御非预期损失的最终能力，是银行业资本监管中一个代表性的指标。截至2012年底，我国规定的最低资本充足率要求为8％。我们可以通过资本充足率（记作cap）构建一个指标来代表监管压力（记作reg）。（3）其他指标。选取各银行的资产规模（记为asset）作为银行特征变量，选取存款余额（记为de－posit）作为“货币政策效应论”银行信贷渠道指标，选取央行规定的一年期贷款基准利率（记为mp）作为“货币政策效应论”银行资本渠道指标，选取实际GDP增长率（记为gdpr）作为宏观变量①。3．实证分析（1）数据来源。受数据可得性的约束，数据选取我国14家商业银行2003～2012年共10年的年度平衡面板数据②。数据来源于中国金融统计年鉴、国家统计局网站、和讯网、新浪财经数据库以及各银行的年报和网上公开信息。（2）动态面板模型实证结果。运用STATA12．0软件对建立的动态面板模型进行估计，系统GMM估计的结果如表1所示。从模型估计的结果来看，模型整体显著性检验的wald值为10463．80，p值为0．0000＜0．05，表明在5％的显著性水平下模型整体的显著性很好。作为一致估计，必须满足扰动项｛εit｝不存在自相关。对系统GMM扰动项的自相关性检验结果如表2所示。表3显示，p值＝1．0000＞0．05，在5％的显著性水平上，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。即认为选择的工具变量是有效的。1）lloanit－1的系数度量了上年度贷款的增长对本年度贷款增长的影响。其值为0．4097，p值为0．016，在5％的显著性水平上这一结果显著。说明上年度贷款增长对本期信贷规模有着正向的影响。上一期贷款增长1％，将使得本期贷款增长大约0．4％。2）gdprit和gdprit－1的回归系数分别度量的是当期和滞后一期经济增长率对当期贷款增长的影响。其中，gdprit的系数为－0．0198，p值为0．000，gdprit－1的系数为0．0522，p值为0．000，两个变量在5％的显著性水平上均显著。也就是说，滞后一期的GDP增长率对当期的贷款增长有正向作用，滞后一期的GDP增长率每提高1％，当期贷款约增加0．05％；当期的GDP增长率对当期的贷款增长有轻微的负向作用，当期GDP增长率每提高1％，贷款约减少不到0．02％。商业银行信贷量变化相对于GDP的增长存在时滞。3）mpit的系数度量了当期贷款利率变动对当期贷款增长的影响。回归系数为－0．1171，p值为0．000，在5％的显著性水平上显著，这表明贷款利率对贷款量是负向影响。货币政策影响银行贷款数量的变动主要由贷款需求效应和贷款供给效应共同驱动。偏紧的货币政策将导致利率水平的上升，从而使贷款需求下降，而偏松的货币政策将导致利率水平的下降，从而使贷款需求增加。当商业银行资产负债在期限方面不匹配时，利率波动导致的市场风险将会对银行的资产负债管理产生影响，特别是央行采取紧缩性货币政策时，利率的提高将使资本相对不足银行的贷款下降幅度更大。4）lassetit的系数度量了当期银行资产规模对当期贷款增长的影响。回归系数为0．1373，说明资产规模更大的银行贷款增长更快；其p值为0．129，在5％的显著性水平下并不显著。资产规模较小的银行在资本监管的约束下，外部融资边际成本可能高于大银行，规模较大的国有控股银行的贷款量普遍高于股份制银行。5）ldepositit的系数度量了当期银行存款规模对当期贷款增长的影响。回归系数为0．4458，p值为0．011，在5％的显著性水平上显著。6）监管压力regit和regit－1的回归系数分别度量当期和滞后一期银行业资本监管压力对当期贷款增长的影响。其中，regit的系数为－0．2469，p值为0．043，regit－1的系数为－0．0974，p值为0．024，两个变量在5％的显著性水平上均是显著的。

（二）信贷规模对我国经济增长影响的实证研究1．模型、指标与数据选取。向量自回归VAR模型常用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对变量形成的影响。本文选取2003～2012年的宏观季度数据进行研究。选取季度GDP来描述经济增长情况；选取央行规定的三个月贷款基准利率（R）描述货币政策的松紧，它会影响银行信贷的供给；选择季度银行贷款总额（L）来描述银行信贷规模变化情况。数据来源于中国统计年鉴，中国人民银行官方网站以及和讯数据库。2．实证分析（1）数据预处理。根据季度数据得到去掉季节趋势后的GDP，记为GDPSA，为了减少或消除潜在的数据异方差问题，对GDPSA与L取自然对数，对数化后的变量分别记为LnGDPSA与LnL。（2）VAR模型的估计。首先运用PP检验法对三个变量进行平稳性检验。由表4的结果可知，LnGDPSA、LnL和R三个变量都是非平稳的，但是它们的一阶差分在5％的显著性水平下均平稳。三个变量均为一阶单整序列，它们可能存在协整关系。需要在VAR方程建立后对变量进行协整检验。根据相关信息统计量的值选择VAR的滞后阶数为2。滞后2阶的VAR（2）模型的估计结果如表5所示。从表5得到三个方程的可决系数γ2分别为0．908、0．999和0．999，均在0．9以上，并且每个方程中所估计系数的t统计值都较为显著，模型拟合较好。（3）VAR模型检验。采用AR根检验法验模型的稳定性。从表6来看，最大根的值为0．987＜1，说明文中建立的VAR模型是稳定的。（4）脉冲响应分析。对模型进行脉冲响应分析，分析系统的动态变化规律，即信贷的变化对其他经济变量的动态影响。选择脉冲响应函数的滞后期为20，即20个季度，设置脉冲为残差的一个标准偏差的冲击，结果如图1、2所示。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：季度），纵轴表示相应响应变量的响应结果，实线表示的是脉冲响应函数，虚线表示的是正负两倍标准差偏离带。图1是信贷一个标准差单位的正向冲击对GDP的影响。整体上看，信贷对GDP的影响是正向的，持续的时间大约有8期。其中，GDP在第2期的响应迅速达到最高值，为0．0075，这也是唯一一个响应高点。之后逐渐减弱，在第7期为0．0016，第8期为0．0011，之后趋于平稳，并最终趋于0。图2揭示了央行贷款基准利率一个标准差单位的冲击给GDP带来的影响。可以看到贷款利率对GDP的影响有时滞效应。利率对GDP造成的影响是持续的，起码持续20期。在前5期内，GDP的响应是正向的，从第一期开始慢慢增加，在第3期时，达到最大，为0．9567％，随后开始降低。从第6期开始，这种影响变为负向，并且在第9期时，达到最小，为－0．8392％。之后慢慢增加，最终趋近于0。

（三）银行业资本监管对我国经济增长的影响1．银行业资本监管压力的滞后一期与当期均对信贷规模产生影响，并且当期值比滞后一期值对当期信贷规模的作用更大。资本相对充足的银行受到资本监管要求的限制较少，有更多的机会扩大贷款组合。2004年我国监管部门实施了新一轮的银行业资本监管之后，监管资本对各银行信贷行为和风险偏好的约束作用更加强化，所以，在当期银行业整体的信贷规模对银行业资本监管的压力十分敏感。2．样本期内，银行业资本监管对银行信贷行为具有明显的约束作用，经济增长对于银行信贷一个标准差单位的冲击具有正向响应。我国2003～2012年的发展状况反映出银行业资本监管对经济增长产生负面影响的命题在我国经济发展中的存在性。3．结合实际情形分析发现，在经济衰退时期，资本充足率提高对经济增长的负面影响表现得更为显著，经济下行期银行信贷供给的下降对企业具有更为严重的影响。银行信贷规模紧缩，大量企业减少投资，最终影响实体经济，加剧经济衰退。

三、结论与政策建议

以上利用我国2003～2012年的有关数据构建了动态面板模型和向量自回归模型以及脉冲响应函数对银行业资本监管与经济增长关系予以实证研究，得出结论如下：1．提高我国银行资本充足率要求会导致资本不足的银行减少信贷规模。资本相对充足的银行受到资本监管要求的限制较少，有更多的机会扩大贷款组合。资本不足的银行为满足监管当局的要求，往往选择减少信贷供给，从而整体的信贷供给减少。随着我国银行业逐渐被赋予更高的市场属性，监管资本对各银行信贷行为和风险偏好的约束作用更加强化，当期银行业整体的信贷规模对银行业资本监管的压力十分敏感。2．我国信贷规模对经济增长有着正向的冲击效应，并且这种效应能持续大约8个季度。具体来看，GDP在第2期的响应迅速达到最高值，然后逐渐减弱，在第6期之后趋于平稳，并最终趋于0，这种变化符合经济理论。3．银行业资本监管短期内对经济增长有一定的负面影响。在经济衰退时期，许多借款企业无力偿还贷款，导致银行资本标准提高，不良贷款大量增加，资本充足率降低。在综合因素的影响下，银行的贷款供给和资产扩张能力均下降。并且由于我国资本市场发展不够成熟，更多的借款者仍然依靠银行融资，银行部门在融资过程中起着主导作用。因而银行信贷供给的下降影响企业投资资金来源。企业投资减少，最终影响实体经济，加剧了经济的衰退。可见强化银行业资本监管、完善资本约束机制是防范金融风险和保障银行业稳健运行的基本条件，也是实现我国经济新常态发展的基本要求。当前经济发展转入新常态，意味着我国经济增长将告别过去30多年10％左右的高速度，告别传统的不平衡、不协调、不可持续的粗放增长模式，实现经济增长速度适宜、结构优化、社会和谐。为了加强银行业监管，实现我国经济新常态发展，提出以下建议：1．构建激励相容的银行业资本监管框架，提高监管效率。考虑到银行所处的监管压力情况以及不同类型银行的特点，在管理上可以灵活处理，分类监管。对于资本充足率水平满足监管资本要求的银行，监管部门可以鼓励它们积极开发符合其实际情况的风险管理模型，制定合理政策促进其优先发展；而对于暂未满足监管要求的银行，应重点关注监管措施可能对其造成的信贷紧缩影响。对系统重要性银行，可考虑实行分步达标策略来达到资本充足率的监管标准，并督促这类银行制定相应的发展规划，以避免其信贷量变化对整个市场造成重大波动。而对众多的中小商业银行，可在短期内根据其资本充足率的表现采取相应措施。2．合理选择银行业资本监管路径和时机，促进经济稳步发展。可以采取动态的资本监管标准，即在经济上行期推进更加严格的资本监管标准，并且要求商业银行增加超额资本，使银行可以应付一定的外部冲击，在经济衰退期实行相对宽松的资本监管标准，采取灵活措施降低监管标准，或者维持资本监管标准不变，转而采取降低贷款风险权重，从而将银行信贷规模变动保持在理性范围，实现经济相对稳定的新常态发展。3．积极开拓融资渠道，全面推进多层次资本市场建设。应该深入发展资本市场，全面推进多层次资本市场的建设，除了继续发展和完善股票市场外，重点培育企业债券市场，促进商业银行同融资性担保机构、产业基金的有序合作，积极推动多元化中小企业融资服务体系建设，拓宽中小企业融资渠道，减轻企业对银行信贷的依赖。

作者：周四军 王欣 单位：湖南大学 金融与统计学院