中国银行资本结构动态调整研究——基于5家股份制上市银行的分析，本文主要内容关键词为：中国银行论文,股份制论文,资本论文,结构论文,银行论文，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
2008年的金融海啸使人们深刻地认识到资本对金融机构的重要性，各国银行监管部门也日益关注资本对于商业银行的具体影响。1988年的《巴塞尔资本协议》规定银行资本充足率不得低于8％，2004年的《巴塞尔新资本协议》再次强调资本充足率问题，并要求监管当局加大对银行的监管力度。至此，以资本为核心的监管理念基本形成。参照国际做法，中国银监会于2004年颁布了《商业银行资本充足率管理办法》，明确规定中国商业银行资本充足率不得低于8％，核心资本充足率不得低于4％。《中国共产党第十七次全国人民代表大会报告》也明确指出，加强和改进金融监管，进一步加强资本约束，是提高银行业竞争力并增强其抗风险能力的重要举措。资本约束不仅要求银行业重视风险管理，更提醒商业银行应当始终把资本结构的不断优化放在最重要的位置。近年来，各商业银行均将银行上市作为改善其资本结构的重要举措。安永《中国上市银行——2006年度回顾与展望》报告显示，中国11家成功上市的商业银行总资产规模已占中国整个银行业资产的55％以上①。银行上市，一方面开拓了更多的资金渠道，为提高资本充足率打下了稳固的基础，另一方面也意味着商业银行的融资结构，将由传统的负债融资转变为股权融资和债务融资相结合的模式，从而使商业银行面临迫切的资本结构优化和调整问题。在所有上市银行中，国有上市银行因为国家均占股在60％以上，其资本结构将较多地受到国家的管制。因此，本文仅研究股份制上市银行的资本结构，这也能为国有上市银行股权进一步多元化后的资本结构优化提供参考。
就公司的资本结构而言，国内外已经有比较成熟的研究。但一般公司资本结构理论在银行应用的局限性在于银行融资结构的复杂性。因为商业银行是经营风险的金融企业，其主要业务是买卖风险，赚取风险差价，而一般的工商企业是赚取企业经营利润，因此银行对于资产负债的风险属性管理远远大于对成本属性的管理。银行对一国经济的促进作用和其所肩负的责任都远多于一般工商企业。同时，银行破产对经济的破坏也非常巨大，所以，一直以来银行就受到一系列更严格的资本监管。正是由于这些特殊性，使得一般公司资本结构的实证研究往往将金融企业排除在外。然而，在当今金融海啸下，结合商业银行的特征，探索商业银行的资本结构决定机制和动态调整机制，却显得非常迫切和必要，因为这可为中国商业银行降低银行筹资成本，提高银行价值，有效规避银行风险提供理论指导，本文试图在此方面做一些尝试。
二、相关文献综述
关于最优资本结构的实证研究不可避免的问题是最优资本结构的数据是不可观测的。早期研究的解决办法是用实际观测的资本结构数值来替代最优资本结构的数据，或者将3-5年的资本结构平均数，作为最优资本结构的数据。这种方法不仅呈现个案分析的特征，还很容易存在测量误差。事实上，随着最优资本结构决定因素的不断变化，公司的最优资本结构值也是在不断变化的。Jalivand and Harris(1984)[1]建立了公司资本结构动态模型，他们认为公司的财务行为具有向长期运营目标部分调整的特征。Banerjee et.al(1999)[2]尝试将动态调整模型和面板数据同时运用到资本结构分析中，讨论了英美两国公司资本结构的动态调整，发现公司通常是缓慢地把它们的资本结构向其最优资本结构值调整。近期其他的研究则采用了一个两步骤过程，他们的研究发现，公司确实存在长期目标资本结构，公司以年30％的速度向目标资本结构调整(美国公司1965-2001年)的平均结果(Hovakimian et.al，2001[3]；Fama et.al，2002[4]；Flannery et.al，2006[5])。
在中国，早期的研究主要是使用实际债务比率代替目标资本结构。随着研究的不断增加，这种方法的缺陷凸现出来，同样的样本在不同的年度进行分析，就可能会得出不同的结论。在认识到上述缺陷后，肖作平(2004)、[6]王皓和赵俊(2004)[7]首先采用动态方法对资本结构理论进行实证分析。他们的文章都认识到了“实际值替代最优值”问题，并采取了不同的方法加以避免。前者的处理方法是首先将最优债务作为被解释变量，然后通过恒等变形，将不可观测的最优债务表示为当期债务、前期债务以及调整速率的表达式，最后采用面板模型方法进行参数估计。后者则直接将最优资本结构作为被解释变量，采用两阶段方法来进行估计，即首先利用动态调整模型来估计公司的最优资本结构，然后再利用估计出的最优资本结构值进行标准的面板数据分析。王正位、赵冬青和朱武祥(2007)[8]的研究发现，中国上市公司存在目标资本结构，当实际资本结构偏离目标资本结构时，会向目标资本结构调整，但资本结构向下调整的速度要小于向上调整的速度。
与通常意义上的公司相比，商业银行具有许多特殊的性质，并由此决定了银行资本结构并不是公司资本结构理论在商业银行领域的简单运用，而是一般公司资本结构理论与商业银行作为金融中介的特殊性的有机统一。Joseph.F.Sinkey[9]把MM理论应用于商业银行资本结构的研究，认为存款保险制度的制定和银行监管标准的出台使银行扩张冲动和迎合监管要求冲动找到最佳结合点，即银行的最佳资本结构。MM理论的优点是从微观的角度阐明了银行价值(市值)与银行资本结构的关系，把破产成本量化为保险成本，操作性强，不足之处在于没有充分考虑资产的风险属性，而且在中国保险成本根本无法取得。在商业银行资本结构的实证研究上，Alan Mareus(1983)[10]分析了从1960-1978年之间按照市场价值计算的美国银行资本结构变化趋势，并对可能影响银行资本结构的多个因素进行了回归分析，结果表明这段时期银行权益比率与利率及股权融资的税收劣势均呈显著的负相关关系。Mark J.Flannery and Kasturi P.Rangan(2002)[11]建立多元回归的结果表明，银行权益比率与其经营风险呈显著的正相关关系，说明由于银行风险性增大，出于外界的压力，会相应增加权益比率来维护其安全性。Arturo Estrella(2004)[12]在VAR风险价值分析基础上结合银行成本问题，对银行资本结构动态调整进行了分析。他认为，在VAR风险分析技术的基础上，存在一个使银行资金的持有成本、破产成本以及调整成本等综合成本最低的最优资本结构，这一资本结构随着经济周期的波动而波动。但对于是什么因素影响了银行最优资本结构，又是什么因素促使其不断调整，他并没有展开详细说明。在国内，张杰(2003)[13]对中国国有银行资本的研究颇有独到之处。他认为，一个资本充足率如此之低，不良贷款如此之高的国有银行，其稳定性竟然会如此之强，这一切都是由国有银行所具有的特殊资本结构在支撑着。更明确地讲，国家是以其声誉“入股”的，是“名义上”的，这笔真实的资本是由居民部门“愿者上钩”来提供的。而刘伟和黄桂田(2002)[14]与易纲和赵先信(2001)[15]则分别从产权改革的视角分析和提出了解决国有商业银行资本问题的建议。刘认为从国有商业银行的资本金充足率来说，实质是产权结构单一问题，由此决定着资本金的补充渠道单一。易则提出要引入境内外战略投资者。但迄今为止尚未发现有对中国商业银行资本结构动态调整的研究。
以上这些成果为研究中国上市银行资本结构的动态调整提供了有益的参考，但国内外这些成果仍有如下不足。(1)国内外关于商业银行资本结构的研究，基本停留在静态阶段，虽有个别学者指出银行资本结构是不断调整的，但究竟是什么因素促使银行资本结构不断调整以及如何调整，并没有深入探索。而在较成熟的上市公司资本结构动态调整研究中，其样本选取却都遵循不考虑金融上市公司的原则。(2)关于资本结构的度量，学术界普遍采用三种方法：总负债/总资产；总负债/股东权益；长期负债/总资产。多数研究都是选择其中之一来进行估计的，但当使用不同的度量指标估计最优资本结构时，同一样本的回归结果却存在差异。实际上，对一个公司(包括银行)来说，所有者权益比率与负债比率的影响因素之间会相互关联，所以需要将所有者权益比率、债务比率放在同一方程系统中来讨论公司的最优资本结构及其动态调整问题。考虑到了这一点，Paul Gatward and Ian G.Sharpe(1996)[16]通过一个拓展的Koyck模型对澳大利亚1967-1985年164家上市公司的资本结构动态调整进行了研究。遗憾的是，该份研究仍然将金融公司排除在外，没有控制时间特征效应，如利息率、通货膨胀和经济周期等可观察和不可观察的宏观经济因素，并且认为公司的调整速度是不变的。
由此可见，在对商业银行资本结构的研究上，已有研究缺乏一个综合考虑权益比率和负债比率影响因素的动态调整模型。因此，本文拟在经过Gatward and Sharpe(1996)拓展后的Koyck模型的基础上，考虑上市银行的特殊性，并控制宏观经济因素的时间特征效应，建立一个解释上市银行如何调整到其最优资本结构的模型。本文特别关注三点。(1)不同上市银行的调整成本是不一样的，因而调整速度也不同，那么引入可变调整速度假设后的资本结构动态调整模型会发生怎样的变化？(2)8％的资本充足率管制以及可作为二级资本的次级债务等怎样与上市银行的资本结构联系起来？(3)对于那些可观察和不可观察的宏观经济因素，如何在模型中控制这些时间特征效应？
三、理论假设与模型设定
(一)基本假定
本文首先假定一个典型意义上的银行，受到国家强加的资本管制，管制的内容就是商业银行的核心资本充足率必须达到4％以上，全部资本充足率必须达到8％以上，否则，商业银行将会被接管或破产。由于各个银行资本结构调整成本不同，各行向其资本结构的调整速度并不相同，且银行资本结构的调整还受到宏观经济因素的影响。另外，如前所述，在以往研究中，一般只用负债比率来考察公司资本结构，这种做法将使基于同一样本的回归结果存在差异，以至于无法准确把握公司资本结构及其动态调整过程。因此，本文假定上市银行所有者权益和负债比率的影响因素之间存在交互调整关系。
(二)基本模型设定
由于银行具有很强的外部性，政府监管当局强制要求银行的资本充足率必须不低于其规定的最低水平。在这种情况下，商业银行将在满足最低资本充足率要求的基础上选择资本结构。近年来，各行资本充足率增长较快。根据已经披露的上市银行2007年报，招行、民生、浦发、华夏等银行的资本充足率分别达到10.67％、10.63％、9.15％和8.27％，不过深发展却只有5.77％。初看起来，深圳发展银行资本充足率差距很大，但仔细分析其资本结构，发现它的核心资本率并不低(5.77％)，甚至超过了浦发(5.01％)和华夏(4.3％)，而它的附属资本与核心资本的比率仅为0.008％(浦发和华夏的这一比率分别为83.7％、92.2％)。可见，在中国加入WTO以后，在国家对银行资本管制越来越刚性的条件下，一种债务能够作为附属资本已变得越来越重要，因为这是提高资本充足率一个重要的渠道。所以就银行的债务结构来说，一种债务是否可作为附属资本，其重要性已经远远超过这种债务是长期还是短期的区分。因此，在本文的模型中，笔者将上市银行的债务划分为可作为资本的负债和不可作为资本的负债来考虑。
(三)对模型中可变调整速度的进一步分析
资本结构的调整速度，由现存资本结构向其最优资本本结构的转换成本决定。参照Hans Loof(2004)[1]，本文选取公司规模、成长性两个因素作为调整速率的普遍影响因素。考虑到资本结构调整成本的存在，各银行可能无法在某一期就将资本结构调整到最优值，而只能每期调整一部分，直到收敛于最优资本结构，本文构造了一个局部调整模型(Partial Adjustment Model)。
假定调整参数的决定方程为如下线性形式：
四、数据来源与估计方法
(一)数据来源
本文的数据来自CSMAR证券财务年报股票市场研究数据库、锐思数据和招商银行、深发展银行、浦发银行、华夏银行及民生银行等5家股份制上市商业银行2003-2007年季报、半年报及年报。为了减少样本损耗(sample attrition)带来的估计偏误，本文对数据进行了剔除处理：凡是当季有个别银行数据缺失的，就剔除所有银行当季全部记录，因此获得了一个开始于2003年第3季度结束于2007年第3季度的季度连续样本。从本文搜集的数据来看，资本充足率只有年度记录和月度平均数记录，没有各季度记录。故对数据进行了如下处理。如果年末记录与月平均记录一致，则该年四季记录都一致；如果年末记录与月平均记录不一致，则第4季度为年末记录，其他三个季度的记录则为月平均记录。有关变量定义如下。
(二)估计方法
在估计中存在一个难题，即待估非线性SUR方程的结构参数无法估计。解决方案有两种，其一是对目标方程(16)、(17)中非线性部分的具体函数形式进行设定，比如将其设成指数形式或对数形式；其二则是将目标方程中的非线性部分进行Taylor展开成线性形式。其中，第一种方案的函数形式设定具有较大的随意性，所设定的函数形式一般很难确切地反映经济现实，因此不是很理想。而第二种方法既保留了本文对模型非线性设定的考察，又没有改变原有模型的统计结构，同时也相对易于估计。故我们通过在变量的均值处将目标方程的非线性部分进行一阶Taylor展开，目标方程系统量终为如下形式②。
五、计量回归分析
(一)模型回归结果的总体分析
资本结构动态调整模型估计中可能会遇到棘手的内生性问题。如Wooldridge(2002)[18]认为，有三种原因会导致模型产生内生性：其一是遗漏变量，其二是测量误差，其三是解释变量与被解释变量之间的相随相生性(simultaneity)。关于遗漏变量的检验，我们在模型现有变量的基础上又加入了“市场择时变量”、“有形资产比率”及“独特性”等3个变量进行回归，两个模型回归结果的豪斯曼检验(hausman test)卡方值为0.94，在1％的显著性水平下没有显著差异，可见不存在遗漏变量问题。至于测量误差，考虑到本文所选用的变量定义明确，各数据经过处理后都建立在统一的统计口径基础上，不存在明显的测量误差嫌疑。因此，本文重点考虑解释变量与被解释变量之间的相随相生性(simultaneity)。从模型的解释变量来看，银行规模变量和成长性变量与资本结构之间存在相随相生的可能。因为银行规模扩大或者成长性提高有助于优化其资本结构，反过来优化后的银行资本结构又会有效降低资本成本，提高银行的效率，最终扩大银行规模并导致更高的成长性。因此本文专门对这两个变量进行内生性检验。首先，选用了“银行职工人数”以及初始模型中原有外生变量作为银行规模的工具进行了豪斯曼内生性检验。从第一阶段回归得出的残差(简称银行规模残差)连同银行规模变量本身放入SUR方程后，该银行规模残差在权益比率方程与不可作为资本负债方程中的t值分别为-0.581和3.760，银行规模在不可作为资本的负债方程中存在严重的内生性问题。因此本文选择了“银行职工人数”作为“银行规模”的工具变量，相应的，还把模型中涉及到银行规模的6个交互变量中的“银行规模”分别用“银行职工人数”进行替换，进行两阶段最小二乘回归。
从模型(2)的工具变量回归结果来看，本文选择的“银行职工人数”工具变量表现良好(well behaved)。首先，参数估计结果基本与本文的预期相符。一方面，权益比率方程与债务比率方程各自解释变量的参数符号正好相反，呈替代关系，这和权益比率与负债比率之间固有的替代关系相符合；另一方面，绝大部分变量都比较显著，显著性水平基本为1％。从两个模型的拟合优度来看，虽然权益比率方程的拟合优度较之初始模型有所下降，但不可作为负债比率方程的拟合优度却明显提高，这正好说明经过工具变量校正后，模型的总体拟合优度在两个方程之间发生了重新配置，整个SUR方程组变得更加合乎本文的预期。
本文又在工具变量回归的基础上进行了关于成长性的内生性检验。本文选用“职工人数增长率”作为成长性的工具进行豪斯曼内生性检验，发现从第一阶段回归得出的残差(简称成长性残差)连同成长性变量本身放入SUR方程后，该成长性残差在权益比率方程与不可作为资本负债方程中的t值分别为0.977和0.0274，都不显著，可见成长性并不存在明显的内生性问题。除了内生性问题之外，从Breusch-Pagan独立性检验值来看，两个模型的卡方值分别为16.16和20.92，在1％的显著性水平下远远大于相应的临界值③，这说明方程系统中残差项之间的确存在相关性，本文所使用的SUR模型是合适的，它能显著提高模型估计的效率。最后，模型中非线性项的显著性也证明了Gatward and Sharppe(1996)模型的不变调整速度设定并不符合中国上市商业银行的实际，中国商业银行资本结构动态调整的速度是不断变化的。
(二)参数估计结果的分析
1.资本结构动态调整的交互性分析。在本模型中，本文用负债比率与权益比率建立联立方程来综合考虑上市商业银行的资本结构，而非只考虑其负债比率。此模型的主要特点是任何一个被解释变量向其最优值的调整速度不仅依赖于该变量与其最优值的偏离度，还依赖于其他相关变量发生的变化。本文将这种影响定义为交互调整影响。表2第(4)栏中经过调整内生性后的回归结果表明，交互调整系数
的联合测试在10％的水平上显著。在未报告的所有者权益与可作为资本的负债回归结果中，交互调整系数的联合测试也在5％的水平上显著。这表明中国上市商业银行的权益比率与负债比率决定机制彼此互相依赖，为相互关联调整的模型和假定权益和负债是相关的论点提供了支持。
2.影响最优资本结构的长期因素分析。(1)表2第(3)、(4)栏中经过调整内生性后的回归结果可以看出，在2003-2007年的样本期间，表2第(3)栏中非债务税盾与上市银行的权益比率正相关，与其不可作为资本的负债比率负相关，其显著性水平分别为1％和5％。这说明非债务税盾越高，上市银行负债水平越低，非债务税盾显著地替代债务的利息费用，发挥了抵减上市银行税收的作用。(2)管理层持股比例与上市银行的权益比率负相关，与其不可作为资本的负债比率正相关，且显著性水平均达到了1％。事实上，基于长期以来国家对银行的隐性担保，银行的债权人——存款人并不担心其存款的安全，中国老百姓在存款选择上大部分是方便原则，很少关注银行实际情况。也正是由于这种隐性担保，上市银行管理者并不担心负债的增加会导致银行的破产，反而可以通过提高负债水平来增加其股份和增加每股收益。这与Harris and Raviv(1988)[19]的解释是一致的。(3)银行规模与上市银行的权益比率正相关，与不可作为资本的负债比率负相关，且显著性水平分别为5％和1％。这说明中国银行规模的扩张并不必然增加其负债水平，因为上市大银行较小银行的信息不对称程度更低，因此它们会更倾向于选择权益融资而不是债务融资，这与Rajan and Zingales(1995)[20]的结论相符。(4)破产成本与上市银行的权益比率负相关，国有股比例与上市银行的权益比率正相关，显著性水平均为5％，但它们对负债水平的影响却并不显著。原因是中国上市银行收益波动性越大，失去配股资格的可能性也越大，对债务融资的依赖性增强，其权益比率就越低。国有股比例与上市银行的权益比率正相关，说明在国有股占比较小的上市银行中，更有动力通过吸收存款等负债方式来融资。另一方面，破产成本、国有股比例与上市银行不可作为资本的负债比率的不显著关系，说明中国上市银行不可作为资本的负债特别是存款的发生有其相对独立性，它更多地受到外部宏观经济因素的影响。(5)成长性、前5大股东持股比例与上市银行不可作为资本的负债比率均显著正相关，其显著性水平分别为1％和5％。这表明成长性强的上市银行往往有着良好的未来前景，因而通常不愿过多地发行新股，以免分散老股东控制权和稀释每股收益，与肖作平(2004)对公司的实证分析结果一致。(6)在股权集中度较高的上市银行，其负债水平更高，说明对中国上市银行而言，由于缺乏有效的外部经理人市场，经理者通常由大股东委派，因此容易使经理人的决策以大股东的利益为出发点，管理者可能通过自己的经营权为大股东输送现金，损害其他股东的利益。如果银行的股权集中，大股东希望通过股利以外的其他途径获得投资回报；但对于中国上市银行，大股东由于国家隐性担保并不担心上市银行的破产问题，所以使用既没有还债压力，又不会稀释起股权份额的债务融资是其获取资金的最好选择。
3.资本管制因素分析。从表2第(3)、(4)栏中经过调整内生性后的回归结果看来，上市银行资本充足率约束与其资本结构的相关程度并不显著，说明资本充足率对中国上市商业银行来说不具备可置信威胁。在对影响资本结构的长期因素分析中笔者发现，由于上市银行权益比率融资的渠道除增加盈利外，基本只有配股这一渠道，而配股还受到一些条件的制约，管理者并不担心银行破产，因此扩大银行存款规模往往成为其首要考虑的融资方式，导致资本充足率管制效果不理想。
4.时间虚拟变量分析。对资本结构影响因素的实证研究，必须控制如由于利息率、通货膨胀和经济周期等可观察和不可观察的宏观经济因素导致的时间特征效应。因此，本模型还考虑了时间特征变量的影响，结论显示时间特征因素非常显著。可见，宏观因素确实对上市银行的资本结构有着非常重要的影响。因此，在经济环境不断发生变化，利率逐渐放开的将来，具体研究宏观因素对上市银行影响资本结构的影响显得非常重要和必要。
六、稳健性检验
本文将从两个方面对上述计量结果进行稳健性检验。首先，本文用类似变量代替原模型中的变量进行了检验。在上市银行中，第1大股东的占比往往具有重要意义，因为第1大股东的占比越高，他们对银行的资本结构决定影响越大。因此本文将模型中的前5大股东的占比(即变量“top5”)替换成第1大股东持股数与总股本的比值(即变量“top1”)，从表3第3、4列可以看到，本文的结果在性质上与假设相似，且其他解释变量的系数符号大多数未发生改变，尤其是核心假定，即权益方程与负债方程在资本结构调整过程中的相互作用项(interaction adjustment)“权益差分”在不可作为资本负债方程中显著性水平没有降低，这充分体现了模型的稳健性。
其次，本文新增了“银行内部产生资源的能力”、“独特性”、“择时变量”及“银行资产构成”等4个变量进行回归。从表3第5、6列可知，回归结果仍然很稳定，无论是系数符号还是显著性水平都没有发生明显变化。而新加入变量也基本不显著，虽然“资产构成”变量在10％的显著性水平下显著，但其在权益方程与负债方程中的符号相同，可见该变量在模型中是冗余的。
总之，上述稳健性检验结果表明，本文模型回归结果非常稳健，可信度较高。
七、结论与政策建议
本文首次在中国股份制上市商业银行的资本结构研究中，同时考察了权益和负债比率的动态调整问题，并得出如下几个结论。
1.模型中权益比率与负债比率的相互调整系数联合测试的显著性，表明中国股份制上市商业银行权益比率与可作为资本负债比率、不可作为资本的负债之决定机制互相依赖，因此在考虑商业银行融资决策时，不仅要考虑其对权益比率和整个负债比率的交互影响，还必须考虑这种负债能否作为银行的附属资本，这是商业银行资本结构的一个重要特点。在严格资本管制和中国商业银行可作为资本负债仍为数不多的情况下，一种负债能否作为资本将会越来越重要(目前可作为资本的负债在5％的显著性水平上与其他比率交互影响)，后续研究需要进一步关注和研究商业银行可作为附属资本的负债问题。
2.在股份制上市银行资本结构的长期影响因素中，银行规模、管理层持股都表现非常显著。其中，银行规模与上市银行的权益比率正相关，与负债比率负相关，而管理层持股比例与上市银行的权益比率负相关，与其负债比率正相关，说明上市银行规模的扩张并不必然增加其负债水平，反而是管理层持股比例越大，为了获得较多的持股收益，他们有不断扩张负债也就是吸收存款的冲动；而且，破产成本与上市银行的权益比率显著负相关，说明上市银行风险越大，越倾向于债务融资；在股权集中度较高的上市银行，经理人的决策以大股东的利益为出发点，但大股东由于国家隐性担保却并不担心上市银行的破产问题，所以，使用既没有还债压力又不会稀释起股权份额的债务融资是其获取资金的最好选择，其主要原因是中国上市银行有着国家的隐性担保。因此，建立存款保险制度，并实施与各银行风险相一致的存款保险费率是很有必要的。
3.尽管国家银监会要求在2007年1月1日前各商业银行的资本充足率和核心资本充足率必须达到最低要求，但这种资本充足率管制对中国上市商业银行来说暂不具备可置信威胁。这说明在国家信用担保的中国商业银行，暂时并无真正的动力去满足资本管制的要求，因此，下一步应该加强对资本充足率不达标的商业银行的惩罚，使中国的商业银行真正关心自身的资本充足率，降低商业银行的运营风险。
4.在分析上市银行资本结构动态调整的宏观经济因素上，本文只选择了时间变量Dit，而没有像Alan Mareus(1983)那样分析利率等宏观因素影响，主要是考虑中国现在实施利率管制，分析其影响意义不大，但实证结果显示，时间特征因素非常显著。可见，宏观因素确实对上市银行的资本结构有着非常重要的影响；另一方面，破产成本等与上市银行负债比率的不显著关系，说明中国上市银行的负债特别是存款的发生有其相对独立性，它更多地受到外部宏观经济因素的影响。因此，在经济环境不断发生变化，利率逐渐放开的将来，进一步具体研究宏观因素对上市银行存款规律的影响显得非常必要。
5.在上市银行资本结构的动态调整模型中，本文发现上市银行规模是一个内生性变量，通过引入“上市银行职工人数”这一工具变量，较好地解决该变量的内生性问题。
对于大部分的资本结构研究来说，遇到的一个困难都是影响资本结构因素代理变量以及样本的选择问题。在样本选择上，本文只选择了5家股份制上市银行，而近两年三大国有商业银行已经上市，农行也在筹备上市中，这四大行将成为中国上市银行的主体，但国家控股上市商业银行有自己的独特性，因此，本文的计算结果将对股权进一步分散化后的国有上市银行资本结构优化更有参考意义。另外，本文选择的样本基本是中国股市上涨期间的数据，至于股市下跌通道的中国上市银行资本结构的变化还有待进一步研究。
注释：
①2006年安永会计师事务所宣布中国上市银行已占银行业总资产55％，2010年中国农行上市后，保守估计目前上市银行总资产占比远远超过60％。
②详细推导见本文附录1。
③查卡方分布表可知，自由度为1，且在1％的显著性水平下的临界值为6.635，在10％的显著性水平下的临界值为2.706。
标签：银行论文; 资本充足率论文; 商业银行论文; 银行资本论文; 商业银行资本管理办法论文; 最优资本结构论文; 显著性水平论文; 债务资本比率论文; 负债比率论文; 负债融资论文; 回归模型论文; 银行上市论文; 债务成本论文; 负债结构论文; 权益比率论文; 权益资本论文; 股份制论文; 目标成本论文; 动态模型论文; 显著性论文;