宏觀審慎政策、金融環(huán)境與銀行風險承擔

課題組

（中國人民銀行太原中心支行 山西 太原市 030001）

一、引言與文獻綜述

各國監(jiān)管當局和經(jīng)濟學家對宏觀審慎政策的關注由來已久，最早可追溯到20 世紀70 年代末，巴塞爾委員會強調金融監(jiān)管需要宏觀審慎政策。但此后，宏觀審慎政策一度淡出學界視野。2008 年全球金融危機爆發(fā)后，國際社會發(fā)現(xiàn)個體穩(wěn)健不代表系統(tǒng)穩(wěn)健，價格穩(wěn)定也無法確保金融穩(wěn)定，宏觀審慎政策重新成為全球金融制度改革的核心內容。一個完整高效的宏觀審慎政策框架應該包括五個要素：具有明確的政策目標，進行準確的風險評估，合理的工具使用，建立順暢的政策傳導以及構建科學的治理機制。但是，我國宏觀審慎管理工作剛剛起步，政策框架、職責邊界、有效實施路徑等還需要進一步探索。

當前，從實際文獻分布來看，關于宏觀審慎政策的研究可以概括為四個方面，分別是必要性、監(jiān)管框架、政策工具、實施效果。在必要性方面，Borio（2003）提出了加強宏觀審慎管理的三點理由：宏觀審慎政策目標一定程度上包含了微觀審慎監(jiān)管的目標，宏觀審慎政策能更好地平衡市場和監(jiān)管紀律，嚴格的微觀審慎方法不能提供安全和健全的金融體系。巴曙松等（2010）從微觀審慎監(jiān)管體系下系統(tǒng)性風險的監(jiān)管缺失、微觀審慎監(jiān)管對順周期性無能為力、宏觀審慎監(jiān)管對市場流動性的有效監(jiān)管三個層面論證了宏觀審慎監(jiān)管的必要性。周小川（2011）提出宏觀審慎監(jiān)管的主要目標是維護金融穩(wěn)定、防范系統(tǒng)性金融風險。在監(jiān)管框架方面，陳雨露和馬勇（2012）在相關制度安排上提出了貨幣政策與宏觀審慎監(jiān)管相協(xié)調，統(tǒng)一規(guī)則與相機抉擇相配合的統(tǒng)一監(jiān)管體制。劉志洋（2012）提出了授權給中央銀行內部委員會實施宏觀審慎政策的觀點。Borio（2018）總結了宏觀審慎管理框架，包括授權給跨部門委員會、委托給中央銀行、中央銀行只負責宏觀審慎管理工具、設立綜合監(jiān)管機構等四種模式，且中央銀行都發(fā)揮核心作用。在政策工具方面，IMF（2018）在年度宏觀審慎政策調查中，按照系統(tǒng)性風險來源將宏觀審慎管理工具分為六類。在實施效果方面，Kannan 等（2009）研究了在金融沖擊和生產力沖擊下的政策效果，發(fā)現(xiàn)宏觀審慎政策在金融沖擊下能有效抑制信貸快速擴張。Carlos 等（2020）對5 個亞太地區(qū)國家的銀行數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)宏觀審慎政策對降低家庭信貸過度增長和銀行不良貸款率是有效的，且收縮政策比擴張政策效果更強，銀行的規(guī)模和流動性影響宏觀審慎政策對信貸增長的調節(jié)效果。邵夢竹（2019）分析發(fā)現(xiàn)宏觀審慎政策能夠降低銀行風險承擔，其中緩沖型工具能夠顯著降低銀行的風險承擔，資產負債工具能夠緩解銀行過度承擔風險，而借款人工具的作用尚不明確。宋科等（2019）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，宏觀審慎政策對銀行風險承擔有一定的抑制作用，且這種抑制作用在經(jīng)濟下行時期比經(jīng)濟上行時期更強且更為顯著。張金娣（2020）研究發(fā)現(xiàn)，加強宏觀審慎監(jiān)管與緊縮性貨幣立場均會降低銀行的風險承擔，且銀行異質性會對宏觀審慎政策效果產生不同影響。馬勇等（2021）發(fā)現(xiàn)宏觀審慎監(jiān)管不僅直接降低了銀行風險，而且有效抑制了銀行在寬松貨幣政策下的過度風險承擔。

本文的金融環(huán)境包括金融波動和金融周期。傳統(tǒng)上，大家主要關注的是經(jīng)濟周期和貨幣政策，貨幣政策的主要目標就是通過逆周期調節(jié)來平抑經(jīng)濟周期波動，維持物價穩(wěn)定。2008 年國際金融危機后，世界各國充分認識到價格穩(wěn)定并不保證金融穩(wěn)定，在經(jīng)濟周期外還存在著金融周期，央行僅利用利率工具調節(jié)總需求，在一定程度上會滋生資產泡沫，銀行體系積聚金融風險甚至導致系統(tǒng)性風險（李波，2018）。金融周期主要是指由金融變量擴張與收縮導致的周期性波動，易受信貸供給和資產價格影響，且兩者還會通過銀行資產負債表等渠道進一步影響實體經(jīng)濟，金融周期到達峰值后通常伴隨著金融危機。針對日益重要的金融周期，需要引入宏觀審慎政策加以應對。掌握金融周期波動規(guī)律，科學識別、評估系統(tǒng)性風險，有利于制定和實施逆周期的宏觀審慎政策，從而抑制金融體系的順周期性加杠桿行為和金融風險的跨機構、跨市場、跨部門傳染。另外，陳雨露等（2016）提出，在不同金融周期中的金融波動特征對于理解宏觀經(jīng)濟而言可能是非常重要的，金融波動的上升可能會對宏觀經(jīng)濟波動和金融體系的穩(wěn)定性產生影響。

二、實證模型構建與研究樣本

（一）實證模型構建

根據(jù)研究目的和數(shù)據(jù)情況，本文采用系統(tǒng)GMM 動態(tài)面板估計方法，主要做了三個層面的檢驗。

1.檢驗中國宏觀審慎政策與銀行風險承擔間的關系。由于銀行風險承擔具有高度持續(xù)性特征，本文設定動態(tài)面板基準模型如下：

其中i=1，2，3，…N，表示銀行家數(shù)，j 表示該銀行所在地區(qū)。上述方程中被解釋變量RISK 為銀行風險承擔變量，核心解釋變量為宏觀審慎政策代理變量MPP。

一是銀行風險承擔的代理變量。參考已有實證文獻（徐明東和陳學彬，2012），選取Z 值（Z-Value）、不良貸款率（NPL）和撥備覆蓋率（PCR）作為銀行風險承擔的代理變量。銀行最重要的關注點是信用風險，不良貸款率越小，撥備覆蓋率越大，代表銀行的經(jīng)營風險越小。本文將銀行風險承擔的Z 值定義如下：

其中ROA 表示資產利潤率，SdROA 表示資產利潤率的標準差，EAR 表示權益資產比。Z 值等于資產利潤率與權益資產比之和除以資產利潤率的標準差，該指標常被用來代表破產風險。Z 值越大，表示銀行破產風險越小，銀行經(jīng)營越穩(wěn)健。

二是宏觀審慎政策的代理變量。MPP 的選取需要結合我國已開展的實踐探索工作。中國人民銀行較早開展了宏觀審慎管理工作，包括2003 年開始房地產金融調控，引入住房抵押貸款比例（即貸款價值比），多次調整優(yōu)化住房信貸政策；2011 年引入差別準備金動態(tài)調整機制，并在2016 年升級為宏觀審慎評估體系（MPA），引導金融機構廣義信貸合理增長；2015 年起，開展在跨境資本流動宏觀審慎管理方面的積極探索，從外匯市場和外債兩個維度進行逆周期調節(jié)等等。其中，存款準備金率（DTR）和貸款價值比（LTV）是我國使用頻率最為頻繁的兩類宏觀審慎政策管理工具，例如2003-2019 年，我國對存款準備金率進行了超過60 次的調整，尤其在2008 年一年間進行了多達9 次的調整，確保國際金融危機期間我國金融穩(wěn)定；再者，中國二套房以上房地產調控政策要求較高，且使用頻率較高，房地產金融宏觀審慎管理是我國宏觀審慎管理的重點領域。另外，從全球看，債務收入比（DTI）是全球多數(shù)新興國家使用頻率最高的房地產宏觀審慎管理工具之一，且居民債務快速增加期間，是啟用DTI 的時間窗口（韓冬萌，2020）。近年來中國居民部門債務快速攀升，有必要將DTI 作為監(jiān)管指標，進一步豐富我國宏觀審慎管理政策工具箱。目前，在我國尚未有明確的設定和計算方法的情況下，可將居民部門杠桿率作為DTI 的替代指標開展研究。綜合分析，本文主要選取3 種宏觀審慎政策的代理變量，包括DTR、LTV、DTI，以檢驗估計結果的穩(wěn)健性。

三是控制變量。為有效識別宏觀審慎政策的影響，還須控制一系列宏微觀變量。本文使用的微觀控制變量有銀行規(guī)模（用總資產規(guī)模的對數(shù)值代表，lnASSET）、資本狀況（用資本充足率代表，CAP）、流動性水平（用存貸比代表，LDR）、盈利水平（用資產利潤率ROA 和權益資產比EAR 代表）、公開上市虛擬變量（DV，上市前取值為0，上市后取值為1）。一般而言，規(guī)模越大、存貸比越低、資本充足率越高、資產利潤率越高、權益資產比越高，銀行承擔的風險越小。宏觀經(jīng)濟控制變量主要有實際GDP 增速（GDPg）、金融波動（FW）。由于樣本銀行處于不同區(qū)域，經(jīng)濟形勢存在較大差異，所以本文對全國性和地方性銀行分別控制了其對應的全國、省區(qū)及地市層面的實際GDP 增速；金融波動采用私人部門信貸占GDP 比重的5 年移動標準差表示（陳雨露等，2016）。本文主要變量的說明見表1。

表1 主要變量說明

2.研究中國宏觀審慎政策對銀行風險承擔的影響是否依賴于實際GDP 增速與金融波動。2008 年國際金融危機爆發(fā)以后，世界各國總結分析原因、教訓，在此基礎上形成了對宏觀審慎政策的高度共識。不同金融環(huán)境下的銀行，金融波動越劇烈，銀行面臨的風險越大，其抵消宏觀審慎政策影響的能力越強；實際GDP 增速越快，銀行隱藏的風險越不容易暴露，其潛在的風險往往難以度量。所以，本文主要識別了中國宏觀審慎政策對銀行風險承擔的影響是否依賴于實際GDP 增速和金融波動。具體模型設定如下：

3.探究中國宏觀審慎政策對銀行風險承擔的影響是否具有顯著的非對稱性。在此我們加入金融周期虛擬變量，將私人部門信貸占GDP比重的序列通過HP濾波得到金融周期序列，并將其劃分為高漲期、衰退期或正常期（陳雨露等，2016）。隨后以金融周期序列的13年標準差為基準，將序列數(shù)據(jù)中高于標準差的定為頂峰，按遞減順序向前推算，直至達到低谷，低谷定義為當期值小于前一期和后一期序列值，位于低谷至頂峰之間的順位序列定義為高漲期，其虛擬變量定義為1，非高漲期定義為0；與此類似，頂峰至低谷的順位序列定義為衰退期，處于衰退期定義為1，非衰退期定義為0；除高漲期和衰退期之外，剩余序列為正常期。為避免陷入虛擬變量陷阱，本文將金融周期分設為兩個虛擬變量D1、D2，若處于高漲期，則D1取值為1，D2取值為0；若處于衰退期，則D1取值為0，D2取值為1；若處于正常期，則D1、D2均取值為0。具體模型設定如下：

（二）研究樣本

本文采用國內108 家銀行（包括國有大型銀行、股份制銀行、城市商業(yè)銀行、農村商業(yè)銀行、外資銀行）2007-2019 年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)結構為面板數(shù)據(jù)。樣本銀行的數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫、商業(yè)銀行年報以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從樣本銀行的風險指標來看，Z 值最大值為142.136，最小值為-3.692；Z值僅為正值時其越大代表銀行風險承擔越小，所以本文將Z值為負值的觀測值作為異常值處理。由于近年來銀行業(yè)市場的變化、剝離壞賬等改革措施，銀行業(yè)的不良貸款率有所下降，其中不良貸款率最大值為29.23，最小值為0.3。此外，全國、省及地級市層面的實際GDP增速差異較大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結果與分析

（一）宏觀審慎政策與銀行風險承擔

基于模型（1），宏觀審慎政策對銀行風險承擔影響的估計結果見表3。其中列（1）—（3）的被解釋變量為Z 值，列（4）—（6）的被解釋變量為不良貸款率，列（7）—（9）的被解釋變量為撥備覆蓋率。在10%的顯著性水平下，Sargan 檢驗和二階序列相關的檢驗結果表明系統(tǒng)GMM 估計量模型的隨機擾動項不存在顯著的序列相關，這說明本文工具變量的選取是合理的。

表3 宏觀審慎政策對銀行風險承擔的影響

從銀行特征變量的結果來看，資產規(guī)模、資本充足率對Z 值和撥備覆蓋率具有顯著的正向作用，對不良貸款率具有顯著的負向作用，反映了資產規(guī)模越大銀行的經(jīng)營能力越好，資本越充足的銀行化解風險的能力越強。以系統(tǒng)性重要銀行為例，資本管理工具包括逆周期資本緩沖、系統(tǒng)性銀行資本緩沖等宏觀審慎管理要素，以實現(xiàn)“以豐補歉”，從而抑制金融體系的順周期波動。存貸比對Z 值、撥備覆蓋率具有顯著的負向作用，對不良貸款率具有顯著的正向作用，說明存貸比越高，銀行風險資產越多，經(jīng)營更為激進和冒險，破產概率高。上市虛擬變量、資產利潤率、權益資產比對風險承擔的影響是復雜的。上市虛擬變量對Z 值系數(shù)顯著為正，說明上市公司的風險較小，但對不良貸款的系數(shù)顯著為正，對撥備覆蓋率的系數(shù)顯著為負，似乎說明上市公司的風險更大，這可能與上市公司信息更加透明，資產質量更為真實有關系。資產利潤率對不良貸款的系數(shù)顯著為負，說明銀行的不良資產越少，相應的生息資產越多，盈利能力水平越高。

從宏觀控制變量看，實際GDP 對Z 值、不良貸款率和撥備覆蓋率都具有顯著的正向作用，意味著在經(jīng)濟向好的宏觀背景下，經(jīng)營環(huán)境對銀行有利，銀行破產的概率變小，同時經(jīng)營策略更加激進，風險承擔上升。金融波動對Z 值具有顯著的負向作用，說明金融波動越劇烈，銀行破產的可能性越大，從而影響金融體系的穩(wěn)定。金融波動對不良貸款率和撥備覆蓋率的作用是顯著的，但作用的方向是不確定的，可能是因為銀行在金融波動中的應對策略時而激進時而保守。

從宏觀審慎政策管理工具變量看，存款準備金率和貸款價值比越大，宏觀審慎政策越緊縮，對風險的抑制作用越強；而債務收入比越小，宏觀審慎政策越緊縮，對風險的抑制作用越強。存款準備金率和貸款價值比對Z 值的系數(shù)顯著為正，債務收入比對Z 值的系數(shù)顯著為負，說明宏觀審慎政策管理工具對銀行風險承擔具有明顯的抑制作用。三種工具中，存款準備金的作用大于貸款價值比，貸款價值比又大于債務收入比。這一方面可能與宏觀審慎政策管理工具使用的頻率有關，另一方面與宏觀政策實施效果有關。存款準備金率作為貨幣政策工具時，信號作用強，主要內容是為了保證流動性，會保持在較低的水平上；作為宏觀審慎政策管理工具時，主要考慮逆周期調節(jié)信貸擴張，會保持在較高的水平上，抑制銀行過度擴張。因此，國家出臺存款準備金政策時，會平衡兩者關系，實施效果更精準。目前，我國房地產金融宏觀審慎管理處在不斷完善的過程中，初步形成了因城施策差別化住房信貸政策，政策的精準性有待進一步提高。以居民部門杠桿率替代債務收入比存在準確度不高等問題。

（二）宏觀審慎政策對銀行風險承擔影響的非對稱性檢驗

表4 為宏觀審慎政策對銀行風險承擔影響的非對稱性檢驗結果。各宏觀審慎政策變量與金融周期的交叉項系數(shù)均呈現(xiàn)比較強的顯著水平，說明金融周期對宏觀審慎政策作用有較強的影響。各宏觀審慎管理工具變量與金融高漲期的交叉項的9 項系數(shù)中，有5 項系數(shù)在1%水平上顯著為負；各宏觀審慎管理工具變量與金融衰退期的交叉項系數(shù)中，有5 項系數(shù)在1%水平下顯著為正；且前一類系數(shù)的絕對值多數(shù)大于后一類系數(shù)的絕對值。這表明，金融高漲期間宏觀審慎政策對銀行風險承擔的抑制作用更強且更為顯著。

表4 宏觀審慎政策對銀行風險承擔影響的非對稱性檢驗結果

金融周期對宏觀審慎政策有效性存在非對稱性效應，可能的原因在于：一方面，在金融高漲期，宏觀審慎政策更易于引導銀行降低風險承擔，形成了不良貸款的降低→盈利能力的提升→計提更多的撥備的經(jīng)營氛圍，政策執(zhí)行目標效果較為明顯；另一方面，在金融衰退期，宏觀審慎政策做出的逆周期調整有利于應對經(jīng)濟下行期可能帶來的風險，但一定程度上也放大了銀行的風險承擔，推遲了風險暴露的時間。這可以印證過去這些年我國實施的宏觀審慎政策基本能實現(xiàn)逆周期監(jiān)管的目標，但需要進一步提高宏觀審慎政策管理工具的精準性。

四、穩(wěn)健性檢驗

為進一步增強基準模型實證結果的穩(wěn)健性，本文接下來主要從銀行不同風險代理變量的角度進行穩(wěn)健性檢驗，這些代理變量分別是利用資產利潤率5 年、8 年、10 年的移動標準差計算出來的Z 值（Z-score5、Zscore8、Z-score10）以及Z 值、不良貸款率、撥備覆蓋率的一階差分（Z-lag1、NPL-lag1、PCR-lag1），為節(jié)省篇幅，此處僅列出了本文重點關注的DTR、LTV 和DTI 三個解釋變量的估計結果。結果見表5。

從表5 結果看，所有變量均通過1%顯著性水平的檢驗；從估計系數(shù)的符號看，與表3 相比，三個解釋變量對Z 值、不良貸款率、撥備覆蓋率的一階差分的回歸系數(shù)的符號與表3 總體一致，表明模型具有穩(wěn)定性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

五、研究結論和政策建議

綜合實證結果分析，我們可以得出以下結論：一是宏觀審慎政策管理工具對銀行風險承擔有明顯的抑制作用，存款準備金的作用大于貸款價值比，貸款價值比大于債務收入比。二是宏觀審慎政策對銀行風險承擔有宏觀環(huán)境異質性，金融波動對宏觀審慎政策的影響較大，金融波動會減弱宏觀審慎政策對銀行風險承擔的抑制作用。三是金融周期對宏觀審慎政策作用有較強的影響，宏觀審慎政策對銀行風險承擔的影響是非對稱的，金融高漲期間宏觀審慎政策對銀行風險承擔的抑制作用更強且更為顯著。

從銀行風險承擔的角度來探索健全我國宏觀審慎政策框架，具有十分重要的意義。黨的十九大報告中明確提出要“健全貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱調控框架”，第五次全國金融工作會強調要“加強宏觀審慎管理制度建設”，建立健全宏觀審慎政策框架勢在必行。從總體上看，我國宏觀審慎管理工作在部分領域已取得積極進展，如已具有明確的政策目標、進行準確的宏觀審慎評估（MPA）、初步建立了科學的治理機制，但仍處于起步階段，尤其在有效實施路徑上需要進一步摸索。區(qū)分金融周期上行時期與下行時期的宏觀審慎政策選擇，可以引導銀行積極改善其風險承擔行為，以便更直接、更有針對性作用于金融機構本身。反過來，在宏觀審慎政策實施過程中，銀行風險承擔的順周期波動會逐步減少，不僅有利于將來我國在不同金融周期精準選擇合理的宏觀審慎政策管理工具，而且有利于在實踐中探索出相關政策的有效實施路徑，以重點領域宏觀審慎管理為切入點，促進傳導，強化效果。