提升监管强度具有风险抑制效应吗?，本文主要内容关键词为：强度论文,抑制论文,效应论文,风险论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 2013年以来，在金融市场流动性趋紧，存贷比、资本充足要求等各种审慎性监管措施日益加强的背景下，我国商业银行以各种表外非标准化业务、同业业务等为代表的金融创新活动日益活跃。非标准化业务的发展在给商业银行带来业务规模扩张和利润增长的同时，也给商业银行自身和整个金融系统带来了较大的潜在风险。因而，针对商业银行非标准化表外和同业业务的快速发展，我国银行业监管部门也在不断推出新的监管规则和条例，并辅之以现场审查与违规惩戒等措施，以期在促进金融创新的同时，控制银行业快速金融创新的风险，维护金融稳定。然而，从现实的情况来看，随着银行业监管的加强，商业银行金融创新的步伐也在日益加快。事实上，从监管的角度来看，监管的目的是在促进市场竞争和创新的基础上，规避商业银行因创新而可能出现的过度风险追逐。因此，一个值得探讨的问题是银行业监管部门日益加强的监管措施是否在促进银行创新的同时起到了有效抑制风险的作用。 理论上，银行监管是否有效一直是金融监管研究领域颇受争议的话题之一(Barth et al.，2004)。争议的焦点主要在于究竟是“市场失灵”还是“监管失灵”造成的福利损失更大，抑或是存在“监管不足”还是“监管过度”的问题。“市场失灵(监管不足)假说”认为，市场的不完善需要监管当局代表社会公众利益，加强对商业银行资产负债管理和表外业务活动的必要约束，缓释和控制金融机构以及金融系统的风险，维持金融系统的稳定运行；而“监管失灵(监管过度)假说”则强调“监管俘获”和“监管滞后”现象的普遍性，以及由此造成的“监管失灵”问题，并据此指出，即便加强监管也不一定可以降低金融机构乃至金融系统的风险水平(Dewatripent and Tirole，1994；Shleifer and Vishny，2002)。尽管理论上存在争论，现实的发展是各国金融监管存在着不断强化的趋势。正因为如此，近年来，监管领域的研究日益关注监管主体所处的外部环境、监管要求的执行质量和强度以及不同监管措施效果的差异等问题，以期为提高金融监管的质量提供更为科学的理论依据。相关研究或使用政府有效性、腐败程度、政治自由程度等指标作为监管质量的代理变量、或通过专家评价法以及对监管当局的问卷调查来评估各国监管环境以及监管政策的执行强度和质量。现有基于跨国数据的实证分析表明，监管环境的改善、监管强度的提高可以有效降低银行层面的风险承担，并有助于提升其他监管要求的有效性(Barth et al.，2004、2013；Basel，2006；Williams，2014)，而由于金融机构自身个体特征存在差异，金融监管的效果可能存在非对称性，即统一监管规则和措施对不同被监管对象行为决策的影响可能是不同的(Laeven and Levine，2009；Klomp and Haan，2012)。 近年来，中国银行业监管体系日益完善，针对银行业的监管规则和措施也日益增多。与此同时，随着中国银行业改革步伐的加快，中国已建立了包含国有控股、股份制、城市商业银行在内的银行体系。不同类型商业银行的股权结构、公司治理等个体特征存在着较大的差异。在此背景下，中国银行业金融监管的风险抑制效果如何？面对监管环境变化，商业银行的风险承担行为选择是否存在差异？显然，对这些问题的回答，仅从理论上来说明是不够的，需要从实证的角度来提供相应的经验证据。而这正是本文的目的所在。 从监管流程来看，银行业监管包括“事前(准入标准和规则发布)”、“事中(现场与非现场审查)”、“事后(危机救助和实施违规惩戒)”三个维度，不同的监管措施对银行风险承担的影响不同。因此，笼统地考察银行监管的风险承担抑制效应，其结果难以说明不同监管措施的监管效果。基于此，参考Jackson and Roe(2009)、Lohse et al.(2014)对证券行业监管研究的方法，本文从事前、事中和事后监管的监管流程角度出发，将中国银行业的监管措施分为“发布监管公文”、“进行现场审查”和“实施违规惩戒”三种类型，在对不同类型监管措施执行强度的动态变化进行刻画的基础上，考察不同类型监管措施执行强度的提升对商业银行风险承担的影响，并进一步从银行规模、是否为国有控股商业银行、是否上市等银行个体特征角度，检验提升不同类型监管措施实施强度的风险抑制效应是否存在差异。研究表明，样本期间，我国银行业监管部门事前发布监管公文和事后违规惩戒措施实施强度的提升相较于事中现场审查而言更为有效。监管强度提升的风险抑制效应对大银行和国有控股商业银行的作用普遍更大。但对于上市银行和非上市银行的影响则存在差异，其中，监管公文发布对上市银行风险承担的抑制效应要弱于非上市银行，而违规惩戒措施的效果与之相反，现场审查措施的影响则不存在显著差异。 本文的主要贡献在于，第一，为金融监管有效性争议的理论分析提供了来自于转轨经济下的中国银行业风险承担视角的经验证据；第二，从监管流程角度出发，检验了不同类型监管措施的风险抑制效应以及这种效应在不同类型商业银行中的差异，为中国银行业监管部门制定差异化的规则和措施提供了理论依据。 论文以下部分的结构安排为：第二部分是现有文献梳理与述评；第三部分是研究设计；第四部分是实证分析；第五部分是稳健性检验；最后是结论与政策含义。 二、现有文献梳理与述评 (一)金融监管对商业银行风险承担的影响 多年来，银行业监管能否有效约束商业银行风险承担无论是理论研究还是实证检验都未取得一致性结论。Becker and Stigler(1974)认为，在考虑信息不对称等市场不完善因素的情况下，政府监管可以弥补市场失灵，促进资源的有效配置。Dewatripent and Tirole(1994)进一步指出，银行监管当局可以代表中小储户以及社会公众的利益，采取一系列监管政策，对商业银行的资产负债决策和表外业务活动进行必要约束，缓释和控制金融机构以及金融系统的风险，维持经济金融系统的稳健运行。这一观点得到了许多学者的支持。然而，也有学者强调，监管机构亦有其利益所在，在法律制度不完善的情况下，常常存在“监管俘获”和“监管滞后”等问题，与信息不对称等市场失灵因素相比，由这些问题造成的“监管失灵”带来的福利损失可能更加严重。因此，加强监管也并非能够降低金融机构乃至金融系统的风险(Shleifer and Vishny，2002)。随后，上述争议逐渐演化为“监管不足”还是“监管过度”的讨论，诸多学者从银行业务范围监管、银企关联监管、资本充足监管、行业准入监管、存款保险制度影响等角度，考察了相应监管措施对银行绩效和风险承担的影响。但是，基于方法和数据的不同，研究也未取得相对一致的观点(Barth et al.，2004)。 近年来，随着研究的深入，学术界和监管当局逐渐认识到现有研究注重考察监管措施的存在性，而忽略了监管当局所处的外部环境以及监管要求的执行质量和强度(Barth et al.，2004，2013；Basel，2006；Williams，2014)。基于此，部分学者和国际监管机构在构建刻画监管环境或监管质量及强度指标的基础上，从国家治理的角度出发，通过跨国数据的实证分析，研究和分析了监管环境、监管强度与银行风险承担之间的关联。如：Barth et al.(2004、2013)通过对监管当局进行问卷调查来构建刻画监管环境的代理变量；Basel(2006)使用专家评价法评估了各国银行监管政策的执行强度和质量；Williams(2014)则采用政府有效性、腐败程度、政治自由程度等指标作为监管质量的代理变量，评估和衡量了亚洲各国银行业监管的效果。研究表明，监管环境的改善、监管强度的提高可以有效降低银行层面的风险承担，并有助于提升其他监管要求的有效性。 (二)银行业监管措施风险抑制效应的非对称性 在相关的研究中，部分学者从银行异质性特征的角度出发，考察监管当局的相关政策措施对不同商业银行风险承担行为的影响。Laeven and Levine(2009)的研究表明，监管是否能对银行风险承担产生影响，取决于每家银行的公司治理结构。Klomp and Haan(2012)利用2002-2008年21个OECD国家的数据，采用分位数回归的方法就监管对银行风险的影响进行了分析。研究表明，银行监管对高风险的银行有影响，但是对低风险银行则影响不大。针对大银行和国有银行可能存在的“大而不倒”带来的道德风险问题，Williams(2014)认为，大银行和国有银行，由于其在经济金融系统中的显著重要性，监管当局在危机时期对其进行救助的可能性更大，常常导致“大而不倒”的问题，促使其过度承担风险。但是，Harman and Hanweck(1988)认为，“大而不倒”现象的存在会降低大银行的融资成本，进而降低其风险水平。Hakenes and Schnabel(2011)也指出，大银行在采用风险权重的内部评级法时更具优势，而小银行则不具备采用内部评级法的条件，这种差异使得大银行能够利用内部评级法节约资本占用，获得竞争优势，加剧小银行的风险。 现有成果为我们的研究奠定了重要基础。但是，从研究中国银行业监管的质量和效率的角度来看，需要在现有研究基础上做进一步拓展。首先，现有研究在如何刻画监管强度和质量等方面并未取得一致的意见，也存在着一定的局限性。如Barth et al.(2004、2013)、Basel(2006)通过问卷调查或专家评估提供的监管质量或强度刻画很难避免受到受访者主观判断的影响，而且仅能提供几个孤立时点的数据，不足以在充分刻画监管强度动态变化的基础上进行实证分析；而Williams(2014)的研究则过分强调监管当局所处的外部环境，并非直接对监管强度进行刻画。因此有必要采用较为客观的指标来度量监管部门对银行监管的强度。其次，从监管流程角度看，金融监管包括事前、事中和事后三个阶段，不同阶段监管措施的实施强度和质量对金融机构风险承担的影响存在着差异(Jackson and Roe，2009；Delis and Staikouras，2011；Lohse et al.，2014)。严格的市场准入和交易规则虽然有利于提高市场参与主体的质量和交易行为的规范性，但若没有相应的事中监督和事后惩罚机制，则容易带来商业银行事后的道德风险；事中检查理应是最为有效的监督手段，但也不可避免地存在“监管俘获”等问题；事后惩罚和救助虽然能发挥惩戒的功能，但面对大而不倒问题的存在，事后救助和惩罚往往也会带来事前的道德风险。因此，对于正在推进简政放权、加快市场化改革的中国银行业而言，有必要从事前、事中和事后三个维度来检验市场化进程中不同监管措施的有效性和监管质量，为监管制度的市场化改革提供理论依据。基于上述考虑，本文参考Jackson and Roe(2009)、Delis and Staikouras(2011)、Lohse et al.(2014)的研究，从监管流程角度出发，以“发布监管公文”、“进行现场审查”和“实施违规惩戒”的频率来刻画银行业监管部门事前、事中和事后监管的强度，实证检验三种不同监管方式和措施实施强度的变化对商业银行风险承担的影响，并考察这种影响在不同类型银行中是否存在差异。显然，本文的研究将有利于拓展和丰富商业银行监管领域的研究视野和成果。 三、研究设计 (一)模型设定与变量选择 为考察本文的研究问题，我们设立以商业银行风险承担为被解释变量，不同维度监管措施实施强度为主要解释变量的动态面板模型。我们首先考察不同维度监管措施实施强度对商业银行风险承担的影响，然后加入银行规模、是否为大型国有控股商业银行、是否上市等虚拟变量和监管强度变量的交叉项来验证监管强度提升对于不同类型商业银行风险承担行为的影响是否存在差异。基于上述安排，本文的实证模型设计如下：
其中，被解释变量
表示商业银行i在t时期的风险承担，
为风险承担变量的一阶滞后项。对于银行风险承担测度指标的选择，从现有文献来看，主要采用Z-Score、资产收益率的波动率(SdROA)、不良贷款率(NPL)、加权风险资产比率(RA)、股价波动率以及预期违约概率(EDF)等。理论上，预期违约概率(EDF)是目前测度银行风险承担的较好指标，但由于违约数据库的缺乏，我国经验EDF函数尚未建立，故无法获取中国银行业的EDF数据。对于股价波动率，到目前为止我国上市银行只有16家，本文样本银行大多数为非上市银行，无法获得全样本银行的股价波动率数据。对于不良贷款率(NPL)和加权风险资产比率(RA)，从我国商业银行发展历程来看，长期以来，我国银行业业务结构较为单一，贷款是银行资产端的主要业务，信贷风险是银行需重点关注的风险，其中不良贷款是银行信贷业务损失的来源，但贷款五级分类操作空间较大，样本区间范围内我国主要国有控股商业银行还进行了大规模的不良资产剥离处置工作。这种非市场化的人为操作和政策调整有可能会导致数据失真。综合多方面因素的考量，我们用Z-Score①和资产收益率的波动率(SdROA)作为商业银行风险承担水平的代理变量，而以经过调整的不良贷款率(NPL)和加权风险资产比率(RA)作为辅助稳健性考察指标。 为了检验监管强度提升的风险抑制效应，参考Jackson and Roe(2009)、Delis and Staikouras(2011)、Lohse et al.(2014)的研究，我们用监管当局发布公文频率Supe1、现场审查频率Supe2、违规惩戒频率Supe3来刻画监管强度
，从“事前”、“事中”、“事后”的监管流程角度来考察银行业监管部门不同类型监管规则和措施的实施强度对商业银行风险承担的影响②。 如前文所述，在面临监管强度变化时，由于规模差异、是否为国有控股商业银行、是否上市③等因素都会造成不同银行禀赋与偏好的差异，进而其对监管要求的反应也可能会有所不同。为了进一步考察不同类型监管措施强度提升对不同类型银行风险承担的影响，我们依次加入监管强度和规模虚拟变量的交叉项
、监管强度与是否为大型国有控股商业银行虚拟变量的交叉项
、监管强度和上市与否虚拟变量的交叉项
。其中，
的取值规则为：如果t时期i银行的资产规模处于样本空间的前10％则该值取1，反之则取0；
的取值规则为：如果银行i为五大国有控股商业银行之一则取1，反之则取0；
的取值规则为：如果t时期银行i已经上市则该值取1，反之则取0。
(二)数据说明 1.数据来源 本文对全国147家国有控股银行、股份制银行、城商行的数据进行了手工整理，在此过程中，我们删除了数据有较多缺损的样本。同时，考虑到中国银行业监督管理委员会(以下简称中国银监会)于2003年成立，而我国主要的商业银行也是在这之后才逐步完成了股份制改革与公司治理机制的构建，样本最终选定为2003年至2013年全国71家商业银行⑤的非平衡面板数据。其中，监管层面的数据来自中国银监会官网及其年报：现场审查(次/年)、违规惩戒(次/年)来自银监会各年年报中现场检查情况表，发布监管公文(项/年)的数据来自银监会各年年报中“部门规章与规范性文件目录”章节⑥。银行层面的数据来自Bankscope数据库、各家银行官网和年报。宏观经济数据来自中国国家统计局数据库。 2.描述性统计 文中所涉及各变量的全样本描述性统计结果如表1所示。
从表1来看，在商业银行资产配置的风险特征中，可以看到Z-Score⑧的最小值为0.91(2006年光大银行)，最大值为7.29(2013年建设银行)，SdROA的最小值为0.01(2012年工商银行)，最大值为1.65(2007年富滇银行)，可见我国商业银行的风险特征差异和变化较大。监管强度方面，根据银监会数据，总体而言，在金融危机后期特别是2008、2009年监管当局的监管强度明显提升。2008年，银监会发布监管公文数为56项、现场审查次数为46100次，违规惩戒次数为873次，2009年这一强度陡然升至70项、58831次、4212次。 四、实证分析 (一)实证方法 首先，我们对模型中所涉及主要解释变量的相关系数矩阵进行考察，数据显示，各变量之间并不存在严重的多重共线性问题⑨。其次，根据Arellano and Bond(1991)的结论，若是采用OLS方法对动态面板模型进行估计，其估计结果会因为被解释变量的滞后项与截面效应之间的相互关联导致的内生性问题而产生偏差。因此，我们采用动态面板系统广义矩估计(GMM)方法。同时，由于两步GMM估计的标准差会产生向下的偏误，单步GMM估计较两步GMM估计法而言精度更高，因此选用单步系统GMM估计方法对模型(1)至(4)进行估计。 (二)实证结果 1.不同类型监管措施实施强度提升对商业银行风险承担的影响
表2所示为模型(1)的全样本估计结果。回归结果显示，风险承担滞后项的系数显著为正，这反映了商业银行风险承担具有一定持续性，也证明了动态面板模型运用的合理性。同时，发布监管公文强度变量Supe1和违规惩戒强度变量Supe3的系数，在以Z-score和SdROA为被解释变量的模型检验中均显著为负，而现场审查强度变量Supe2的系数在两个风险承担度量指标的模型检验中均不显著。这意味着，随着监管强度的提升，事前发布更多监管公文以及事后增强违规惩戒力度均能对商业银行施加有效的训诫压力，促使其控制自身风险承担行为，确保稳健运营。但是事中加大现场审查强度并不能对商业银行风险承担行为产生显著影响。我们认为，上述实证结果的可能原因在于，事前监管公文和规章的发布有利于对商业银行的风险承担选择形成事前威慑，引导商业银行进行合理的风险承担决策，事后惩戒措施可以给商业银行带来切实的声誉压力和训诫效果。而事中现场审查的质量可能不高，同时还存在现场检查中监管者被监管对象“俘获”的可能性。另外，上述估计均通过了残差相关系数检验和Sargan过度识别检验。其他控制变量方面，我们的估计结果并未反映出“大而不倒”带来的道德风险，相反，规模较大银行的风险承担相对较为缓和。我们认为，可能的原因是，在中国当前阶段，相对于大银行而言中小型银行的经营策略更为激进。而拨备率、资本充足率与银行风险承担负相关。这与直观的理解是一致的，即经营策略较为审慎的银行其风险得到了较好控制。另外，在经济上行期间，商业银行风险承担趋于下降，这可能由于实体经济向好时信贷投放增加所带来的“分母效应”。与此同时，扩张型货币政策会带来商业银行风险承担的下降。 2.不同类型监管措施实施强度提升的风险抑制效应的非对称性
表3所示为模型(2)、(3)、(4)的全样本估计结果。从估计结果看，各模型监管强度变量以及其他控制变量⑩的系数与模型(1)中估计基本保持一致，这也反映出模型(1)估计的稳健性。模型(2)的回归结果显示，发布监管公文、现场审查和违规惩戒三个监管强度变量和规模的交叉项Supe1*Size、Supe2*Size和Supe3*Size的系数在以Z-score和SdROA为被解释变量的模型检验中均显著为负。模型(3)的回归结果显示，发布监管公文强度变量和是否为国有控股商业银行虚拟变量的交叉项Supe1*State系数的估计结果，在以Z-score为被解释变量的模型中不显著，在以SdROA为被解释变量的模型中显著为负；现场审查强度变量和相应交叉项Supe2*State系数的估计结果，在以Z-score为被解释变量的模型中显著为负，在以SdROA为被解释变量的模型中不显著；违规惩戒强度变量与相应交叉项Supe3*State系数的估计结果均显著为负。模型(4)的回归结果显示，发布监管公文强度变量和上市与否虚拟变量之间的交叉项Supe1*List系数的估计结果在以Z-score和SdROA为被解释变量的模型检验中均显著为正；现场审查强度变量和相应交叉项Supe2*List的系数，在两个模型估计中都不显著；违规惩戒强度变量和相应交叉项Supe3*Size的系数在以Z-score为被解释变量的模型中为负但不显著，在以SdROA为被解释变量的模型中显著为负。 综上，从表3的结果来看，我们可以得到如下实证检验结论：第一，不论是从事前发布监管公文，还是从事中进行现场审查以及事后实施违规惩戒上看，监管强度提升的风险抑制效应对大银行和国有控股商业银行的作用都相对更大。我们认为，上述现象的原因可能在于：大银行特别是大型国有控股商业银行的大股东一般为中央政府，其高管亦由行政任命，因此更有动机和能力领会并贯彻监管当局的政策意图，主动控制自身风险承担。第二，不同监管方式实施强度对上市银行和非上市银行的影响出现了分化。其中，监管公文发布对上市银行风险承担的抑制效应要弱于非上市银行，而从违规惩戒措施来看，随着监管当局监管执行力度的加强，其对上市银行风险承担的抑制作用更为明显；现场审查措施则对于上市银行和非上市银行的影响没有显著差异。我们认为，上述现象的主要原因可能在于：首先，就违规惩戒措施而言，由于其能够施加更为直接的训诫压力和警示作用，在上市银行更加注重自身风险状况以及市场反应的情况下，对违规惩戒的直观反应是保持和监管当局立场一致，控制自身风险承担行为；其次，就监管公文发布而言，其相较于违规惩戒而言可能更多是一种“软约束”，在上市银行可以调配的资源远多于非上市银行的情况下，其对于“软约束”的反应可能较不敏感；最后，就现场审查而言，大多数情况下都是不显著的，这一方面说明现场检查的质量不高；另一方面，也可能与现场检查中监管者被监管对象“俘获”有关。 五、稳健性检验 为验证上述结果的稳健性，我们以经调整的不良贷款率(NPL)(11)、加权风险资产比率(RA)作为衡量商业银行风险承担的代理变量对模型(1)～(4)进行稳健性检验。检验结果如表4和表5所示，所得主要结论与上文所述基本保持一致，其中，由于篇幅所限，在表4、表5中，我们没有列示模型(1)、(2)、(3)、(4)估计结果中其他控制变量的回归结果。
六、结论与政策含义 本文从事前、事中和事后监管的监管流程角度出发，将中国银行业的监管措施分为“发布监管公文”、“进行现场审查”和“实施违规惩戒”三种类型，在对我国银行业监管部门不同类型监管措施执行强度的动态变化进行刻画的基础上，运用我国71家商业银行2003年至2013年的非平衡面板数据，考察了不同类型监管措施执行强度的提升对商业银行风险承担的影响，并进一步从银行规模、是否为大型国有控股商业银行、是否上市等银行个体特征角度，检验提升不同类型监管措施实施强度的风险抑制效应是否存在非对称性。研究表明，样本期间，银行业监管部门事前发布监管公文和事后违规惩戒措施实施强度的提升相较于事中现场审查而言更为有效。监管强度提升的风险抑制效应对大银行和国有控股商业银行的作用普遍更大。但对于上市银行和非上市银行的影响则存在差异，其中，监管公文发布对上市银行风险承担的抑制效应要弱于非上市银行，而违规惩戒措施的效果与之相反，现场审查对上市银行和非上市银行的影响则不存在显著差异。 从本文的研究结论来看，尽管提升监管强度对商业银行的风险承担具有抑制作用，但是，不同措施的效果存在一定差异，同时，相同的监管规则和措施对具有不同个体特征的商业银行风险承担的影响也不同。因此，银行业监管部门在制定监管规则和措施的同时，应充分考虑统一监管规则对不同商业银行风险承担影响的差异性，同时，应在保持违规惩戒等措施威慑性的基础上，加强现场检查监管，提升现场检查监管的效率和有效性。 注释： ①Z-Score的定义式为：
，其中，MROA表示资产收益率的移动平均值，MEA表示资本资产比率的移动平均值，σ(ROA)表示资产收益率的标准差。Z-Score代表每一单位资产风险有银行的多少资产收益与自有资本来抵补。理论上，若将破产定义为资不抵债(E+π＜0，其中，E代表所有者权益，π代表净利润)，则破产风险可表示为事件(ROA+EA＜0)发生的概率。在利润服从正态分布的假设下，破产概率为σ(ROA)/(MROA+MEA)，因此，银行风险承担水平与Z-Score负相关，Z-Score越高则银行破产概率越小。正常范围的Z-Score为正值，其取值范围应研究样本的不同会有相应差异。由于Z-Score指标本身偏度较高，同时，为和其他风险承担水平代理变量回归中系数解读保持一致，参考Laeven and Levine(2009)的研究，我们对其进行了对数化处理，并取其相反数进入实证分析。在实证分析中，若相关回归系数为负，则表明银行风险承担水平与相应变量呈负向关联，反之亦反。本文使用了滚动数据来计算ROA和EA的移动平均值以及ROA的标准差，为检验时间窗口选择的影响，我们还计算了4年期的滚动数据，发现对基本结论影响不大。 ②在研究设计上，Jackson and Roe(2009)、Delis and Staikouras(2011)均采用相关指标数据作为平减因子对监管强度指标进行了平减处理，以进行跨国样本研究。Lohse et al.(2014)只涉及一个国家的时间序列数据，其研究是用总量数据解释整体现象。现实中监管部门监管政策和措施的实施对象存在差异，不同商业银行受到的监管力度也会不同。其中，事前监管公文或政策的实施对象主要是根据不同类别银行来进行分类，而事中现场审查和事后违规惩戒则是针对不同类别或个体银行的某类业务或整体业务而实施。本文样本数据仅来自于中国银行业，虽然可以从银监会公布的监管公文中得到不同类别银行事前监管的数据，然而，由于中国银行业监管部门目前并没有公布针对每一家个体银行进行事中和事后监管的详细数据，而只公布了事中和事后监管的总体数据。因而，就衡量事中、事后监管强度而言，只能用总体数据来反映相关监管压力，而事前监管强度也只能针对每一类银行分别刻画，无法具体到每一家银行。在此情况下，为了保持数据结构处理上的前后一致，我们用监管强度总量指标数据反映监管当局对整个银行业所施加的监管压力，并考察在这种压力及其变化下，各家银行的风险承担行为选择及其差异。 ③一般来说，上市银行的公司治理机制、资本补充渠道较非上市银行而言更为完善，同时其受到的市场监督压力也比非上市银行更大，因而，上市银行在应对监管当局压力时的处境和反应可能会异于非上市银行。 ④本文的产出缺口由常用的HP滤波估计方法得到。 ⑤基于数据的可得性和连续性，样本银行包括5家国有控股商业银行、10家股份制商业银行和56家城市商银行。 ⑥中国银监会从2006年开始逐年披露年度报告，其中2006年年报中包含了2003-2006年的数据。在各年年报中，“监管工作大事记”章节与“部门规章及规范性文件目录”章节均披露了当年发布的监管公文。由于2006年年报中未设置“部门规章及规范性文件目录”章节，文中2003-2006年的数据取自2006年年报中“监管工作大事记”章节，而2007-2013年的数据直接来自各年年报“部门规章及规范性文件目录”章节。就当年发布的监管公文数量统计而言，考虑到中国银监会不仅是商业银行的监管者，而且还是政策性银行、信托公司、租赁公司、资产管理公司等金融机构的监管者，我们剔除了银监会专门针对非商业银行金融机构的监管公文，并且只考虑直接对商业银行风险控制、信贷投放决策、公司治理等方面产生影响的文件。在实证分析中，我们对三个维度的监管强度变量进行了对数化处理，以缓解量纲和数据偏度问题。 ⑦在中国银监会年度报告中只公布了2003-2009年各年度的现场审查频率数据，因而在之后的实证研究中，就现场审查这一监管维度而言，我们只考察了2003-2009年的情况。 ⑧这里列示的是对数化以后的Z-Score，由于Z-Score仅为正值时其越大才能代表银行风险越小，在样本数据中，光大银行2004，2005年；华润银行2007年的Z-Score为负，本文将其视为异常值，作剔除处理。 ⑨由于篇幅所限，文中未列出相关系数矩阵结果，读者如有兴趣可向作者索取。 ⑩受篇幅限制，在表3中，我们没有列示模型(2)、(3)、(4)中其他控制变量以及相关检验，如读者有兴趣可与作者联系索取。 (11)如前文所述，在样本期间，我国五大国有控股商业银行和大部分城市商业银行在股改过程中通过核销、划转和转让等多种方式进行了不良资产的剥离和处置，使得不良贷款率出现了较大幅度的下降。为了避免这种非市场化处置可能产生的影响，在实证研究中，我们通过计算不良贷款率的移动平均值来平滑不良资产剥离和处置的影响。本文使用了3年滚动数据来计算不良贷款率(NPL)的移动平均值。同时，为检验滚动期选择的影响，我们还用4年滚动数据进行了重新估计，发现对基本结论没有产生影响。
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