馮濤 謝爾曼

摘 要：對16家上市銀行的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型檢驗(yàn)銀行如何對貨幣政策立場的轉(zhuǎn)變做出反饋并調(diào)整其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的程度。研究表明，基于我國銀行體系銀行風(fēng)險(xiǎn)主動(dòng)化和個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)系統(tǒng)化的發(fā)展趨勢，貨幣政策工具能夠?qū)ξ覈虡I(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)產(chǎn)生顯著影響，且商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的變化對信貸投放總量以及社會(huì)總產(chǎn)出也會(huì)造成影響。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)、追逐利益效應(yīng)、習(xí)慣效應(yīng)、杠桿效應(yīng)，作為我國貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的重要作用機(jī)制，在貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮著重要作用。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；存在性；風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道；金融穩(wěn)定；銀行貸款

中圖分類號：F832.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1671-9255（2018）01-0023-07

一、引言

在傳統(tǒng)貨幣政策研究中，往往假定商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)中性不變，或者將商業(yè)銀行簡化掉，或者沒有把風(fēng)險(xiǎn)因素納入模型，其過度關(guān)注于信貸數(shù)量而非信貸質(zhì)量（Lopez et al.，2011）[1]，導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)渠道脫離金融發(fā)展實(shí)際。正如部分學(xué)者所言，由于貨幣政策對于風(fēng)險(xiǎn)因素的忽視，導(dǎo)致貨幣政策不足以維護(hù)金融穩(wěn)定，而從金融穩(wěn)定角度來講，貨幣政策并不完全是風(fēng)險(xiǎn)中性（Gambacorta，2009；Delis and Kouretas，2011；Maddaloni and Peydro，2010；Borio and Zhu，2008）。[2-5]而銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道把風(fēng)險(xiǎn)因素作為一個(gè)重要的研究變量，該渠道不僅關(guān)注商業(yè)銀行信貸規(guī)模，更注重商業(yè)銀行信貸資產(chǎn)質(zhì)量，它通過“貨幣政策——微觀商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為——商業(yè)銀行信貸決策”的渠道調(diào)節(jié)金融體系的信貸規(guī)模，并對貨幣政策的最終效果產(chǎn)生影響。

但是目前關(guān)于銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的研究還比較分散，缺乏系統(tǒng)、嚴(yán)謹(jǐn)?shù)氖崂恚踩狈Ξ?dāng)前最新理論、最新實(shí)證的追蹤。在對銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道傳導(dǎo)過程的研究中，沒有對作用過程和細(xì)節(jié)的深入研究。由此可見，對于我國學(xué)界而言，無論從數(shù)量還是質(zhì)量上，目前的研究還處于起步的階段。需要我們依據(jù)前人的經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合中國的實(shí)際，做出進(jìn)一步的發(fā)掘、整理和研究?；谏鲜稣J(rèn)識，本文拓展了Giovanni DellAriccia et al.（2013）模型[6]，以16家上市銀行為研究

樣本進(jìn)行了實(shí)證研究，爭取構(gòu)建我國貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的作用機(jī)理，挖掘我國貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的特點(diǎn)和特殊表現(xiàn)，將我國商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道分為兩個(gè)階段檢驗(yàn)，充分揭示傳導(dǎo)中的“黑箱”，并對四大作用機(jī)理進(jìn)行了驗(yàn)證。

二、理論分析

貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道傳導(dǎo)過程可以劃分為兩個(gè)階段：第一個(gè)階段是中央銀行借助貨幣政策促使商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為發(fā)生變化；第二個(gè)階段是風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的變化在一定程度上對信貸投放總量以及社會(huì)總產(chǎn)出的影響。在上述銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道作用過程中，會(huì)產(chǎn)生兩種效用：第一種是產(chǎn)出效用，是銀行在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿發(fā)生變化的情況下，主動(dòng)調(diào)整自身經(jīng)營策略，擴(kuò)張或收縮其信貸投放及其他經(jīng)營活動(dòng)，并引起社會(huì)投資、消費(fèi)和出口的變化，從而影響到總產(chǎn)出的效用；第二種是風(fēng)險(xiǎn)效用，如果銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平過高，伴隨著個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)系統(tǒng)化，金融體系的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)快速積聚，會(huì)造成金融體系的不穩(wěn)定，并影響到中央銀行貨幣政策實(shí)施效果。以往的理論和金融實(shí)踐主要集中在產(chǎn)出效用的研究，而忽視了對風(fēng)險(xiǎn)效用的研究。本文認(rèn)為銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道主要通過風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)、追逐利益效應(yīng)、習(xí)慣形成效應(yīng)和杠桿效應(yīng)四種作用機(jī)理，來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出效用和風(fēng)險(xiǎn)效用，并且重點(diǎn)對這四種作用機(jī)理進(jìn)行了分析。

1.以房地產(chǎn)市場為主的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)分析

貨幣政策工具能夠影響銀行對企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值、收入和現(xiàn)金流的估值，并通過調(diào)整自身的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，最終影響銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，該效應(yīng)與金融加速器作用有些類似。對于我國來說，無論是對于抵押物，還是對于企業(yè)主體資產(chǎn)，房地產(chǎn)無疑是其中最為重要的，在企業(yè)各類資產(chǎn)中占比最大，也是商業(yè)銀行抵押資產(chǎn)的主體，因此，在我國可通過房地產(chǎn)市場來分析風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)。

2.金融自由化改革背景下的追逐利益效應(yīng)分析

在擴(kuò)張性貨幣政策背景下，由于無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率降低，將帶動(dòng)總資產(chǎn)收益率下降，從而造成銀行總體收益率下降。銀行由于目標(biāo)收益率的粘性特征，只能將資產(chǎn)投資于高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目，并承擔(dān)過多的風(fēng)險(xiǎn)，從而獲得更高的收益。總體來說，銀行追逐利益效應(yīng)來源于其對目標(biāo)收益率的粘性特征，如果銀行實(shí)際收益率與目標(biāo)收益率相差越大，同時(shí)這種差距持續(xù)時(shí)間比較長，銀行壓力就越大，則貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的傳導(dǎo)效果越強(qiáng)（Rajan，2005）。[7]

3.傳統(tǒng)文化影響下的習(xí)慣形成效應(yīng)分析

消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣和投資習(xí)慣根據(jù)其歷史消費(fèi)情況而確定，它揭示了消費(fèi)者過去的消費(fèi)習(xí)慣會(huì)對消費(fèi)者現(xiàn)在的消費(fèi)和效用產(chǎn)生的影響。經(jīng)驗(yàn)研究表明，交易主體的消費(fèi)結(jié)構(gòu)、水平和習(xí)慣通常會(huì)影響資產(chǎn)價(jià)格（Karels and McClatchey 1999）。[8]對習(xí)慣形成效應(yīng)進(jìn)行了研究，他們認(rèn)為微觀主體的習(xí)慣形成效應(yīng)是存在的，在經(jīng)濟(jì)上升周期，消費(fèi)者的消費(fèi)支出和投資支出會(huì)較經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)周期的支出水平有所增加。雷欽禮（2003）通過對居民相關(guān)的消費(fèi)支出系數(shù)進(jìn)行計(jì)算，表明居民原有的消費(fèi)習(xí)慣對當(dāng)前的消費(fèi)支出有顯著影響。[9]

4.新資本協(xié)議影響下的杠桿效應(yīng)分析

隨著巴塞爾協(xié)議Ⅲ的實(shí)施，資本已經(jīng)成為銀行的發(fā)展根本，更是銀行開展業(yè)務(wù)的基礎(chǔ)。Disyatat（2011）、Itai and Maria （2012）兩位學(xué)者通過研究認(rèn)為杠桿效應(yīng)是真實(shí)存在的[10-11]，若銀行內(nèi)部的資本結(jié)構(gòu)存在較大的波動(dòng)性和可調(diào)整性，則相對寬松的貨幣政策，對促使銀行更快地增加杠桿比例，使銀行能夠容忍和抵御更高的風(fēng)險(xiǎn)；若資本結(jié)構(gòu)相對固定，銀行對自身風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)則往往是由杠桿水平予以決定的。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）研究假設(shè)

依據(jù)上述貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的相關(guān)基礎(chǔ)理論，據(jù)此構(gòu)建了我國貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)驗(yàn)證的設(shè)想框架，將銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道劃分為兩個(gè)階段來進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證（見圖1）：其中第一階段是判斷實(shí)施的貨幣政策工具是否能夠?qū)ι虡I(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為造成影響；第二階段是考察商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的變化對信貸投放總量以及社會(huì)總產(chǎn)出的影響據(jù)此，本文做出如下兩個(gè)基本的假設(shè)前提：

1.假設(shè)存在這樣一種情況：存在某種途徑或者渠道，能夠有效提升銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，例如中央銀行實(shí)施擴(kuò)張性的貨幣政策，銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平提高，信貸投放規(guī)模也相應(yīng)增加；相反，如果貨幣政策當(dāng)局采取緊縮性貨幣政策，那么銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平減少，其信貸投放規(guī)模也相應(yīng)下降。

2.對貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的作用機(jī)理進(jìn)行驗(yàn)證。本文提出以下假設(shè)：風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)、追逐利益效應(yīng)、習(xí)慣形成效應(yīng)、杠桿效應(yīng)在貨幣政策傳導(dǎo)過程中發(fā)揮了關(guān)鍵作用。

（二）模型構(gòu)建

1.驗(yàn)證銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道存在性的模型

根據(jù)研究假設(shè)與銀行數(shù)據(jù)情況，本文選擇上市銀行的數(shù)據(jù)單元展開實(shí)證檢驗(yàn)研究。借鑒國內(nèi)外現(xiàn)有研究成果，本文選取第一階段的貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的驗(yàn)證模型為：在Delis and Kouretas（2011）的模型設(shè)定基礎(chǔ)上，根據(jù)研究目的特設(shè)定動(dòng)態(tài)面板模型如下（公式1）：

1

其中i=1，2，...，N表示納入實(shí)證研究的銀行數(shù)目，t代表t時(shí)期值，ui為個(gè)體效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。RISK為因變量，為商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的測度變量，自變量包括廣義貨幣增長率M2、一年期存款基準(zhǔn)利率DR、存款準(zhǔn)備金率RR，其他自變量主要是宏觀和微觀層面的控制變量。參數(shù)a1、a2和a3 是本文著重研究的參數(shù)，若它們顯著且符號符合理論假設(shè)，則說明貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道第一階段在我國存在。

對于模型第二階段，研究同樣以現(xiàn)有成熟模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型（如公式2所示）驗(yàn)證銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為是否會(huì)影響信貸投放規(guī)模，進(jìn)而深入分析銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平、貨幣政策操作工具和信貸總量之間的關(guān)系，從另外一個(gè)階段驗(yàn)證銀行風(fēng)險(xiǎn)渠道的存在。

2

在公式2中，i=1，2，...，N表示納入實(shí)證研究的銀行數(shù)目，t代表t時(shí)期值，ui為個(gè)體效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。因變量DKZCi，t代表銀行信貸投放規(guī)模。在第一階段貨幣政策對銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響顯著得到驗(yàn)證后，這一階段關(guān)注b1的顯著性和符號，代表了銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對信貸投放行為的影響作用，以進(jìn)一步驗(yàn)證銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的存在。

2.驗(yàn)證銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道作用機(jī)理的模型

本文假設(shè)風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)、追逐利益效應(yīng)、習(xí)慣形成效應(yīng)及杠桿效應(yīng)在當(dāng)前我國貨幣政策傳導(dǎo)過程中發(fā)揮著重要作用，為此基于前文假設(shè)，將從這四個(gè)方面對我國貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的作用機(jī)理進(jìn)行驗(yàn)證，模型同樣是公式1。

（三）相關(guān)變量指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)來源

1.相關(guān)變量指標(biāo)的選取

基于研究的需要，文中涉及諸多自變量和因變量。其中，因變量包含貨幣政策銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道變量（RISK）、銀行信貸投放變量（DKZC）兩個(gè)變量；而自變量涉及的范圍較廣，微觀銀行特征層面主要包括資產(chǎn)利潤率（ROA）、銀行規(guī)模（SIZE）、成本收入比（CTI）、流動(dòng)性比率（LR）、資本充足率（CAR）、杠桿率（LRCB）等變量指標(biāo)；宏觀經(jīng)濟(jì)層面上，主要包括廣義貨幣供給增長率M2、一年期存款基準(zhǔn)利率（DR）以及存款準(zhǔn)備金率（RR）、經(jīng)濟(jì)增長（GDPN）、資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)（REP）等指標(biāo)。

2.數(shù)據(jù)來源和基本分析

本文選取2006年至2015年十年期間內(nèi)16家中國商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可靠性，所有樣本均為上市企業(yè)。具體樣本銀行分別是交通銀行、工商銀行等16家上市商業(yè)銀行。本文數(shù)據(jù)主要來自WIND數(shù)據(jù)庫、國泰君安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局和銀行年度報(bào)告。具體而言，CAR、CTI、NPL、LR、DKZC、REP、LRCB的數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，宏觀數(shù)據(jù)GDP增長率、M2、存款基準(zhǔn)利率、存款準(zhǔn)備金率來自國家統(tǒng)計(jì)局。數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)并不齊全，部分銀行的部分年份的指標(biāo)數(shù)據(jù)存在缺失現(xiàn)象，遇到這種情況則通過查找銀行官網(wǎng)、銀行年度報(bào)告或者期刊文獻(xiàn)，將缺失的數(shù)據(jù)補(bǔ)全，確保數(shù)據(jù)的完整、真實(shí)。本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件為STATA12.1。

（四）我國銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道存在性驗(yàn)證

由于計(jì)量模型中包含被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，固定效應(yīng)模型以及OLS估計(jì)法的結(jié)果估計(jì)都會(huì)有偏離的。因此，在進(jìn)行我國貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的第一、第二階段的驗(yàn)證中，文中選用GMM一階差分動(dòng)態(tài)面板估計(jì)法來考察（因?yàn)樵撃Ｐ湍軌蛴行Ы鉀Q內(nèi)生性及殘差的異方差問題）。

1.貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的第一階段驗(yàn)證

基于上述選擇的方法和指標(biāo)體系，結(jié)合軟件Stata12.1對公式1進(jìn)行差分GMM計(jì)算，結(jié)果如表1所示：

表1中第1列數(shù)據(jù)和第2列數(shù)據(jù)分別顯示貨幣政策工具對銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量不良貸款率和不良貸款撥備覆蓋率的影響。從數(shù)量型工具廣義貨幣供給量M2角度分析，擴(kuò)張性貨幣政策在一定程度上促使商業(yè)銀行不良貸款率上升，不良貸款撥備覆蓋率下降，說明銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也相應(yīng)增加。

從價(jià)格型工具存款利率角度分析，利率降低將導(dǎo)致銀行放松貸款標(biāo)準(zhǔn)，促使不良貸款率上升，不良貸款撥備覆蓋率下降。利率水平的下降將使資產(chǎn)價(jià)值上升，同時(shí)企業(yè)用于抵押的資產(chǎn)價(jià)格也會(huì)上漲，從而企業(yè)可以從銀行得到更多的信貸資金；反之，如果商業(yè)銀行利率水平提高時(shí)，商業(yè)銀行反而“擇木而棲”，由于抵押物等資產(chǎn)價(jià)格下降，借款人所得到的借款將減少。同時(shí)，由于逆向選擇的存在，利率降低意味著資金成本降低，會(huì)導(dǎo)致商業(yè)銀行降低貸款審查要求，并造成商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的上升。

2.貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的第二階段驗(yàn)證

同理，基于上述選擇的方法和指標(biāo)體系，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件Stata12.1對本文模型2進(jìn)行了計(jì)算，計(jì)量結(jié)果如表2所示。

對于表2得到的結(jié)果，重點(diǎn)關(guān)注的是銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對銀行信貸行為的顯著性和系數(shù)符號，即公式2中的系數(shù)b1。結(jié)果顯示，b1數(shù)值等于0.008，顯著性水平為0.000，小于0.05，說明銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為對信貸行為具有顯著的正向影響，銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的第二階段得到驗(yàn)證。這與實(shí)際相符合。結(jié)合第一、二階段的結(jié)果，表明了貨幣增長量會(huì)影響銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平會(huì)改變銀行信貸投放行為，具體而言，寬松的貨幣政策，首先會(huì)增加貨幣供應(yīng)量，降低資金成本，并影響商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，促使銀行增加信貸投放總量，從而推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

（五）我國貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道作用機(jī)理驗(yàn)證

1.風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)

表2顯示，在第1列數(shù)據(jù)中，房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)系數(shù)為正，并且通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)；在第2列數(shù)據(jù)中，房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)系數(shù)為負(fù)，同樣通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)。這說明房價(jià)越高，銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。主要因?yàn)槲覈J款業(yè)務(wù)通常將房地產(chǎn)作為抵押品，如果抵押物價(jià)格上升，進(jìn)而會(huì)降低銀行對貸款違約風(fēng)險(xiǎn)與貸款損失準(zhǔn)備的預(yù)期估計(jì)，銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好與容忍度升高。因此證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)效應(yīng)是貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的傳導(dǎo)機(jī)制之一，并在我國確實(shí)存在。

2.追逐利益效應(yīng)

如表2所示，資產(chǎn)利潤率ROA的系數(shù)沒有通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)。也就是說，銀行的盈利性水平和銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿及水平的關(guān)系并不確定。這是可以理解的，當(dāng)銀行處在高收益水平時(shí)，或者經(jīng)濟(jì)環(huán)境非常優(yōu)良時(shí)，往往會(huì)產(chǎn)生“麻痹”心理，以自有的雄厚財(cái)力自居，反而也敢于承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)業(yè)務(wù)。由此，本文并不能驗(yàn)證“利益追逐效應(yīng)”的存在，這和部分學(xué)者的研究結(jié)論也是一致的，如方意等（2012）。[12]

3.習(xí)慣形成效應(yīng)

如表2所示，在第1列數(shù)據(jù)中，名義GDP增長率的系數(shù)為正，通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)；在第2列數(shù)據(jù)中，名義GDP增長率的系數(shù)為負(fù)，通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)，這就證實(shí)了習(xí)慣形成效應(yīng)也是貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的重要傳導(dǎo)機(jī)制，并在我國存在。在經(jīng)濟(jì)形勢較好的階段，消費(fèi)者會(huì)提高風(fēng)險(xiǎn)偏好。因此，較好的經(jīng)濟(jì)增長形勢與寬松的貨幣政策，由于習(xí)慣因素，降低了投資者的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動(dòng)機(jī)。

4.杠桿效應(yīng)

如表2所示，在第1列數(shù)據(jù)中，商業(yè)銀行杠桿率的系數(shù)為負(fù)，通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)；在第2列數(shù)據(jù)中，商業(yè)銀行杠桿率的系數(shù)為正，通過了5%程度的顯著性檢驗(yàn)，這就證實(shí)了杠桿效應(yīng)也是貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道的重要傳導(dǎo)機(jī)制，并在我國存在。當(dāng)面對外部貨幣政策沖擊時(shí)，商業(yè)銀行一般會(huì)選擇調(diào)整資產(chǎn)規(guī)模，而不是調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于貨幣政策立場和銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的衡量方式有多種，不同的方式可能對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生較大影響，因此需要進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對于銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量的衡量，近年來Z-Score指標(biāo)引發(fā)學(xué)者更多的關(guān)注（Kopecky，2004）[13]，它從銀行破產(chǎn)概率這個(gè)側(cè)面反映出銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，其值大小與銀行的總體風(fēng)險(xiǎn)成正比。因此，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，借鑒Levine and Levine（2009）等人的研究[14]，本文采用Z-Score來衡量銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，公式3如下：

3

其中ROAit為資產(chǎn)收益率，Kit/Ait為資本占資產(chǎn)的比例，σi（ROAit）為資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。

因此，貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道第一階段和第二階段的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如公式4和公式5所示。

4

5

利用Stata12.1，貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道存在性第一階段和傳導(dǎo)機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果如表3所示，本表采用2006-2015年商業(yè)銀行Z-Score和存款準(zhǔn)備金率RR進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

在表3中，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的模型首先通過了Sargan檢驗(yàn)（P=0.333〉0.05，接受原假設(shè)）和AR（2）檢驗(yàn)（P=0.609〉0.05，接受原假設(shè)），不存在過度識別和干擾項(xiàng)序列相關(guān)的問題。其次，整體而言，以Z-score為銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的代理變量、以rr為貨幣政策立場的代理變量，其顯著性結(jié)果和之前的結(jié)果基本一致，系數(shù)的符號方向也保持一致。rr的系數(shù)為-0.056，符號為負(fù)，表明以價(jià)格工具衡量的貨幣政策立場與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在顯著的負(fù)向關(guān)系，即擴(kuò)張性貨幣政策在一定程度上促使商業(yè)銀行破產(chǎn)概率上升，從而促使銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也相應(yīng)增加。同樣，在四大傳導(dǎo)機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，其結(jié)論和前文實(shí)證分析的結(jié)論一致，只是在系數(shù)的大小上出現(xiàn)了差異。因此，可以說第一階段和傳導(dǎo)機(jī)制的模型具有良好的穩(wěn)定性。貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道存在性第二階段的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。

在上表中，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的模型首先通過了Sargan檢驗(yàn)（P=0.429>0.05，接受原假設(shè)）和AR（2）檢驗(yàn)（P=0.4207>0.05，接受原假設(shè)），不存在過度識別和干擾項(xiàng)序列相關(guān)的問題。其次，以DKZC為因變量、以Z-score為自變量的顯著性和前文實(shí)證分析的結(jié)果是一致的，都通過了顯著性檢驗(yàn)，即銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對其信貸投放產(chǎn)生顯著的正向沖擊。相比之下，銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)使用Z-score值比使用不良貸款率，對信貸投放的影響系數(shù)更大?？傮w而言，渠道存在性第二階段的模型通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

根據(jù)以上檢驗(yàn)內(nèi)容，本文認(rèn)為，使用不同銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的代理變量，模型得到的基本結(jié)論保持穩(wěn)定。

五、研究結(jié)論

經(jīng)過以上實(shí)證研究，可以得到以下結(jié)論：

（1）我國存在貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道。特別是反映貨幣政策數(shù)量指標(biāo)的系數(shù)非常顯著，說明中央銀行調(diào)整貨幣供應(yīng)量確實(shí)能對商業(yè)銀行的貸款供給產(chǎn)生正向沖擊。