銀行業資本監管與中國經濟增長關系研究

周四軍++王欣

摘要：資本監管是銀行業實施宏觀審慎監管的核心內容，而銀行資本在維持穩健經營和承擔風險方面發揮著重要的作用。銀行信貸構成了實體投資的主要來源，銀行信貸規模變動帶來的負面影響可能會造成經濟的波動，侵害宏觀經濟增長。對我國銀行業2003～2012年的情況進行的實證研究表明：監管壓力增大會導致資本不足，銀行信貸規模減少，當期監管壓力值對當期信貸規模的作用比滯后一期監管壓力值對當期信貸規模的作用更大一些。信貸規模對GDP的沖擊效應是正向的。銀行業資本監管壓力對經濟增長有一定的負面影響，但這種效應一般持續8個季度，這種負面影響在經濟衰退時期表現得更為顯著。

關鍵詞： 銀行業資本監管；經濟增長；動態面板模型；向量自回歸模型

中圖分類號：F832.2文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）03-0016-07

一、引言

巴塞爾協議在各國的實施對于銀行業資本監管、銀行風險管理方面起到了重要作用，對各國控制金融風險、維護銀行體系的穩定具有積極的意義。然而，2007年底始于美國的次貸危機卻使得銀行業資本監管的相關規定備受詬病。許多學者認為“金融機構內部風險控制為主，外部監管為輔”的風險管理和監管理念不能消除市場固有的缺陷。隨后，在2010年12月，巴塞爾銀行監管委員會頒布了金融危機之后最新發展的巴塞爾資本協議，巴塞爾協議Ⅲ決定對現存的銀行監管標準及管理體系進行全面和深入改革。協議公布了銀行資本、流動性和逆周期資本緩沖監管的新標準，并確立了微觀審慎和宏觀審慎相結合的金融監管框架。巴塞爾協議Ⅲ可以有效提高銀行業應對金融風險和經濟沖擊的能力，更大程度地吸收損失，并減少金融風險向實體經濟的溢出效應。

資本在維持商業銀行穩健運營和控制風險方面具有重要作用，銀行業資本監管通過商業銀行的信貸行為產生不同程度的影響，并進一步對經濟增長造成沖擊，銀行業資本監管對經濟運行的影響非常顯著。目前，世界各主要經濟體都對銀行業實施了嚴格的資本監管。通常來說，資本監管影響商業銀行信貸規模的因素包括銀行資本充足率、資本監管約束能力、資本規模、存款總量等。迄今為止，多數國家以資本充足率作為銀行業資本監管的考量指標，不同商業銀行各自資本充足率水平的高低代表了所承受的監管壓力程度。

當前，我國多層次資本市場建設尚未完善，企業融資仍然以商業銀行融資為主，銀行信貸是實體投資的主要來源，在經濟發展中角色特殊。隨著銀行業資本監管政策和制度的不斷發展與演進，考察新的階段我國銀行業資本監管對商業銀行信貸規模的影響，進而分析對經濟增長產生的作用具有重要意義，有助于把握銀行業資本監管、信貸規模以及經濟增長三者之間的普遍規律，對客觀評價監管政策的施行效果、完善監管制度和信貸政策等具有重大的現實意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻綜述

學者們主要從銀行業資本監管對于經濟的影響以及銀行業資本監管對實際經濟變量的作用方式和傳導渠道角度進行分析，并且研究了在不同國家和地區的具體表現。

1.銀行業資本監管通過控制信貸規模影響宏觀經濟。

Peek和Rosengren（1995）對美國20世紀末的資本約束、信貸規模及經濟增長關系進行了實證，結論是資本約束對貸款增長具有顯著影響，資本約束強化了貨幣政策的信貸傳導途徑，發生了信貸緊縮，在一定程度上造成經濟衰退[1]。Watanabe（2007）使用20世紀80年代后期日本房地產貸款份額作為銀行資本的工具變量，發現1997年存在監管驅動的銀行業資本緊縮，從而引起銀行業的信貸緊縮[2]。Kashyap，Rajan和Stein（2008）認為，2008年金融危機的主要問題在于銀行監管和銀行資產證券化產品的過度杠桿化，他們提出的解決方案是資本保險，就是銀行購買資本保險以備在經濟不好時彌補資本損失[3]。

2.銀行業資本監管通過貨幣政策效應影響宏觀經濟。

Gerali等（2010）建立了嵌入不完全競爭銀行部門、信貸摩擦和資本約束的DSGE框架，研究發現此次危機中的產出下降主要由銀行部門外生沖擊所導致，宏觀經濟沖擊只起到較小作用，且危機中的銀行資本下降對于投資等實際經濟變量具有顯著的負面影響[4]。Liu和Seeiso（2011）比較了外部融資溢價和流動性溢價效應對于金融加速作用的影響，發現當企業面臨負向的凈資產沖擊時，銀行部門的最低資本監管要求越高，企業融資溢價上升也越高；此外，在Basel Ⅱ 順周期資本監管情況下，貨幣政策對實際經濟的沖擊和影響作用比在Basel Ⅰ 時更大[5]。金融危機發生后在Basel Ⅲ資本協議實施的背景下，Angelini等（2011）基于DSGE模型研究了Basel Ⅲ資本監管要求對于宏觀經濟及其波動的影響。

財經理論與實踐（雙月刊）2015年第3期2015年第3期（總第195期）周四軍，王欣：銀行業資本監管與中國經濟增長關系研究

3.銀行業資本監管的順周期性影響經濟波動周期。

Repullo和Suarez（2008）分析了巴塞爾協議Ⅱ的順周期性，指出協議的風險資本監管規定改善了各類貸款的風險權重，應該對銀行既定違約情況下的貸款損失和貸款違約率進行測算。在經濟蕭條期，貸款違約率和損失率較高，該協議所表現出的較強順周期性會放大經濟周期波動[7]。Chami和Cosimano（2010）的研究表明，在資本監管力度較強的情況下，商業銀行將會大幅削減信貸規模，從而產生所謂的“資本加速器”效應[8]。Cohen和Morse（2010）認為經濟具有很強的親通脹性，這一方面是因為美聯儲實行了嚴格的監管措施，而資本監管的親周期性亦是不容忽視的重要因素[9]。

（二）國內文獻綜述

從理論角度來看，黃憲、魯丹（2008）運用簡化的Jurg Blum和Martin Hellwig模型分析了銀行業資本監管的宏觀經濟波動效應傳導機制，認為當銀行信貸受到資本充足與可貸資金兩個約束變量的作用時，主要受制于資本充足的約束[10]。江曙霞、何建勇（2011）在靜態局部均衡理論模型基礎上，研究了銀行資本、銀行信貸與宏觀經濟波動之間的關系，指出信貸風險和存貸比約束具有雙重強化銀行信貸和銀行資本順周期性的特征[11]。費玉娥、孫洋等（2012）的研究表明，實施嚴格的資本充足率監管對商業銀行的信貸量有重大影響，特別是對于資本充足率水平低的銀行，在監管壓力大的條件下，會降低信貸規模的擴張速度[12]?？驴琢?、馮宗憲等（2013）考慮我國隱性存款保險制度背景，并利用風險資本要求和監管懲罰變量構建新的銀行利潤模型[13]。

從實證方法的角度看，國內文獻更多地學習了國外學者在此領域的建模方法[14]。石曉軍、李孟娜（2007）利用Pennacchi提出的商業銀行資本比率模型分析了我國商業銀行盯住市場資本充足率與經濟周期的關系，并利用1996～2004年的商業銀行數據進行了實證分析，認為盯住市場的銀行資本比率是一個理性的、積極的經濟領先指標，而我國對國有銀行的歷次注資是“逆周期的有效管理措施”[15]。潘再見（2011）運用動態面板方法研究了我國1998～2009年資本約束對銀行信貸規模的影響，證明資本充足率是影響商業銀行信貸規模的重要變量，尤其是國有銀行對資本充足率非常敏感，并且當資本充足率提高1%，貸款將擴張1.5%[16]。

我國學術界關于銀行業資本監管對經濟增長影響的研究文獻并不豐富，已有的文獻研究還存在以下不足：一是在研究銀行業資本監管時選擇的變量主要是資本充足率本身而不是監管壓力，有些文獻選擇了二元響應虛擬變量來表示監管壓力，但指標設置相對簡單，對問題的說明不夠細致。二是在實證分析過程中，多數采用了靜態面板數據的一些模型來進行分析，并沒有考慮到當期信貸量與前期信貸量之間的時滯關系，因而建立的模型會產生估計偏差。本文擬利用我國2003～2012年相關數據構建計量模型，研究銀行業資本監管對經濟增長的影響。

三、銀行業資本監管對我國經濟增長影響的實證研究

由于銀行業資本監管、銀行信貸規模與經濟增長三者的聯系較為復雜[16]，實證分為兩個步驟：首先，研究銀行業資本監管對信貸規模的影響；其次，分析信貸規模對經濟增長的動態影響，構建一個向量自回歸（VAR）模型，并進行脈沖響應分析。

（一）銀行業資本監管對我國信貸規模影響的實證研究

1.動態面板模型與指標選取。

本文構建一個包含因變量滯后項的動態面板模型來分析銀行業資本監管對我國信貸規模的影響，用GMM方法對動態面板方程進行估計。選取信貸量指標、銀行業資本監管指標以及其他指標三個方面來研究銀行業資本監管對信貸規模的影響。

（1）信貸量指標。

因變量為銀行信貸量，或稱銀行信貸投放規模，采用各銀行的貸款余額數據，用loan表示。

（2）銀行業資本監管指標。

資本充足率的高低反映了銀行抵御非預期損失的最終能力，是銀行業資本監管中一個代表性的指標。截至2012年底，我國規定的最低資本充足率要求為8%。我們可以通過資本充足率（記作cap）構建一個指標來代表監管壓力（記作reg）。本文將倒數差額法引入缺口量法中，構建監管壓力指標reg，

定義reg=1/cap-1/8%cap<8%0cap8%

（3）其他指標。

選取各銀行的資產規模（記為asset）作為銀行特征變量，選取存款余額（記為deposit）作為“貨幣政策效應論”銀行信貸渠道指標，選取央行規定的一年期貸款基準利率（記為mp）作為“貨幣政策效應論”銀行資本渠道指標，選取實際GDP增長率（記為gdpr）作為宏觀變量①。

2.實證模型的建立。

為了消除時間序列數據中的異方差性，對銀行資產規模asset、存款余額deposit、貸款余額loan取對數，分別記為lasset、ldeposit和lloan。構建的模型為：

lloanit=αi+β1lloanit-1+β2gdprt+β′2gdprt-1+

β3mpt+β4lassetit+β5ldeposit+β6regit+

β′6regit-1+ui+εit（1）

其中，i=1，…，N（N為銀行數量）；t=2，…，T（T為年份）。

3.實證分析

（1）數據來源。

受數據可得性的約束，數據選取我國14家商業銀行2003～2012年共10年的年度平衡面板數據②。數據來源于中國金融統計年鑒、國家統計局網站、和訊網、新浪財經數據庫以及各銀行的年報和網上公開信息。

（2）動態面板模型實證結果。

運用STATA12.0軟件對建立的動態面板模型進行估計，系統GMM估計的結果如表1所示。

從模型估計的結果來看，模型整體顯著性檢驗的wald值為10463.80，p值為0.0000<0.05，表明在5%的顯著性水平下模型整體的顯著性很好。

作為一致估計，必須滿足擾動項{εit}不存在自相關。對系統GMM擾動項的自相關性檢驗結果如表2所示。

結果顯示，擾動項的差分一階自相關的z值為-2.5383，p值為0.0111<0.05，表示在5%的顯著性水平下拒絕“不存在一階自相關”的原假設，認為存在一階自相關。擾動項的差分二階自相關的z值為0.2569，p值為0.7973>0.05，表示在5%的顯著性水平下接受“不存在二階自相關”的原假設。

從表3可以看到，面板模型估計使用了88個工具變量，模型是否過度識別要進行檢驗。Sargan檢驗的結果如表3所示。

表3顯示，p值=1.0000>0.05，在5%的顯著性水平上，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。即認為選擇的工具變量是有效的。

1）lloanit-1的系數度量了上年度貸款的增長對本年度貸款增長的影響。其值為0.4097，p值為0.016，在5%的顯著性水平上這一結果顯著。說明上年度貸款增長對本期信貸規模有著正向的影響。上一期貸款增長1%，將使得本期貸款增長大約0.4%。

2）gdprit和gdprit-1的回歸系數分別度量的是當期和滯后一期經濟增長率對當期貸款增長的影響。其中，gdprit的系數為-0.0198，p值為0.000，gdprit-1的系數為0.0522，p值為0.000，兩個變量在5%的顯著性水平上均顯著。也就是說，滯后一期的GDP增長率對當期的貸款增長有正向作用，滯后一期的GDP增長率每提高1%，當期貸款約增加0.05%；當期的GDP增長率對當期的貸款增長有輕微的負向作用，當期GDP增長率每提高1%，貸款約減少不到0.02%。商業銀行信貸量變化相對于GDP的增長存在時滯。

3）mpit的系數度量了當期貸款利率變動對當期貸款增長的影響?；貧w系數為-0.1171，p值為0.000，在5%的顯著性水平上顯著，這表明貸款利率對貸款量是負向影響。貨幣政策影響銀行貸款數量的變動主要由貸款需求效應和貸款供給效應共同驅動。偏緊的貨幣政策將導致利率水平的上升，從而使貸款需求下降，而偏松的貨幣政策將導致利率水平的下降，從而使貸款需求增加。當商業銀行資產負債在期限方面不匹配時，利率波動導致的市場風險將會對銀行的資產負債管理產生影響，特別是央行采取緊縮性貨幣政策時，利率的提高將使資本相對不足銀行的貸款下降幅度更大。

4）lassetit的系數度量了當期銀行資產規模對當期貸款增長的影響?；貧w系數為0.1373，說明資產規模更大的銀行貸款增長更快；其p值為0.129，在5%的顯著性水平下并不顯著。資產規模較小的銀行在資本監管的約束下，外部融資邊際成本可能高于大銀行，規模較大的國有控股銀行的貸款量普遍高于股份制銀行。

5）ldepositit的系數度量了當期銀行存款規模對當期貸款增長的影響?；貧w系數為0.4458，p值為0.011，在5%的顯著性水平上顯著。

6）監管壓力regit和regit-1的回歸系數分別度量當期和滯后一期銀行業資本監管壓力對當期貸款增長的影響。其中，regit的系數為-0.2469，p值為0.043，regit-1的系數為-0.0974，p值為0.024，兩個變量在5%的顯著性水平上均是顯著的。

（二）信貸規模對我國經濟增長影響的實證研究

1. 模型、指標與數據選取。

向量自回歸VAR模型常用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對變量形成的影響。

本文選取2003～2012年的宏觀季度數據進行研究。選取季度GDP來描述經濟增長情況；選取央行規定的三個月貸款基準利率（R）描述貨幣政策的松緊，它會影響銀行信貸的供給；選擇季度銀行貸款總額（L）來描述銀行信貸規模變化情況。數據來源于中國統計年鑒，中國人民銀行官方網站以及和訊數據庫。

2. 實證分析

（1）數據預處理。

根據季度數據得到去掉季節趨勢后的GDP，記為GDPSA，為了減少或消除潛在的數據異方差問題，對GDPSA與L取自然對數，對數化后的變量分別記為LnGDPSA與LnL。

（2）VAR模型的估計。

首先運用PP檢驗法對三個變量進行平穩性檢驗。由表4的結果可知，LnGDPSA、LnL和R三個變量都是非平穩的，但是它們的一階差分在5%的顯著性水平下均平穩。三個變量均為一階單整序列，它們可能存在協整關系。需要在VAR方程建立后對變量進行協整檢驗。根據相關信息統計量的值選擇VAR的滯后階數為2。滯后2階的VAR（2）模型的估計結果如表5所示。

從表5得到三個方程的可決系數γ2分別為0.908、0.999和0.999，均在0.9以上，并且每個方程中所估計系數的t統計值都較為顯著，模型擬合較好。

（3）VAR模型檢驗。

采用AR根檢驗法驗模型的穩定性。從表6來看，最大根的值為0.987<1，說明文中建立的VAR模型是穩定的。

表7顯示，在5%的顯著性水平下，特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的p值均拒絕沒有協整關系的原假設，不拒絕最多只有一個協整關系的原假設，即檢驗結果說明變量間存在一個協整關系?？梢?，所建立的VAR方程是有效的。

（4）脈沖響應分析。

對模型進行脈沖響應分析，分析系統的動態變化規律，即信貸的變化對其他經濟變量的動態影響。選擇脈沖響應函數的滯后期為20，即20個季度，設置脈沖為殘差的一個標準偏差的沖擊，結果如圖1、2所示。圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：季度），縱軸表示相應響應變量的響應結果，實線表示的是脈沖響應函數，虛線表示的是正負兩倍標準差偏離帶。

圖1LnGDPSA對LnL沖擊的響應

圖1是信貸一個標準差單位的正向沖擊對GDP的影響。整體上看，信貸對GDP的影響是正向的，持續的時間大約有8期。其中，GDP在第2期的響應迅速達到最高值，為 0.0075，這也是唯一一個響應高點。之后逐漸減弱，在第7期為0.0016，第8期為 0.0011，之后趨于平穩，并最終趨于0。圖2揭示了央行貸款基準利率一個標準差單位的沖擊給GDP帶來的影響?？梢钥吹劫J款利率對GDP的影響有時滯效應。利率對GDP造成的影響是持續的，起碼持續20期。在前5期內，GDP的響應是正向的，從第一期開始慢慢增加，在第3期時，達到最大，為0.9567%，隨后開始降低。從第6期開始，這種影響變為負向，并且在第9期時，達到最小，為-0.8392%。之后慢慢增加，最終趨近于0。

圖2LnGDPSA對R沖擊的響應

（三）銀行業資本監管對我國經濟增長的影響

1. 銀行業資本監管壓力的滯后一期與當期均對信貸規模產生影響，并且當期值比滯后一期值對當期信貸規模的作用更大。資本相對充足的銀行受到資本監管要求的限制較少，有更多的機會擴大貸款組合。2004年我國監管部門實施了新一輪的銀行業資本監管之后，監管資本對各銀行信貸行為和風險偏好的約束作用更加強化，所以，在當期銀行業整體的信貸規模對銀行業資本監管的壓力十分敏感。

2. 樣本期內，銀行業資本監管對銀行信貸行為具有明顯的約束作用，經濟增長對于銀行信貸一個標準差單位的沖擊具有正向響應。我國2003～2012年的發展狀況反映出銀行業資本監管對經濟增長產生負面影響的命題在我國經濟發展中的存在性。

3. 結合實際情形分析發現，在經濟衰退時期，資本充足率提高對經濟增長的負面影響表現得更為顯著， 經濟下行期銀行信貸供給的下降對企業具有更為嚴重的影響。銀行信貸規模緊縮，大量企業減少投資，最終影響實體經濟，加劇經濟衰退。

四、結論與政策建議

以上利用我國2003～2012年的有關數據構建了動態面板模型和向量自回歸模型以及脈沖響應函數對銀行業資本監管與經濟增長關系予以實證研究，得出結論如下：

1. 提高我國銀行資本充足率要求會導致資本不足的銀行減少信貸規模。資本相對充足的銀行受到資本監管要求的限制較少，有更多的機會擴大貸款組合。資本不足的銀行為滿足監管當局的要求，往往選擇減少信貸供給，從而整體的信貸供給減少。隨著我國銀行業逐漸被賦予更高的市場屬性，監管資本對各銀行信貸行為和風險偏好的約束作用更加強化，當期銀行業整體的信貸規模對銀行業資本監管的壓力十分敏感。

2.我國信貸規模對經濟增長有著正向的沖擊效應，并且這種效應能持續大約8個季度。具體來看，GDP在第2期的響應迅速達到最高值，然后逐漸減弱，在第6期之后趨于平穩，并最終趨于0，這種變化符合經濟理論。

3. 銀行業資本監管短期內對經濟增長有一定的負面影響。在經濟衰退時期，許多借款企業無力償還貸款，導致銀行資本標準提高，不良貸款大量增加，資本充足率降低。在綜合因素的影響下，銀行的貸款供給和資產擴張能力均下降。并且由于我國資本市場發展不夠成熟，更多的借款者仍然依靠銀行融資，銀行部門在融資過程中起著主導作用。因而銀行信貸供給的下降影響企業投資資金來源。企業投資減少，最終影響實體經濟，加劇了經濟的衰退。

可見強化銀行業資本監管、完善資本約束機制是防范金融風險和保障銀行業穩健運行的基本條件，也是實現我國經濟新常態發展的基本要求。當前經濟發展轉入新常態，意味著我國經濟增長將告別過去30多年10%左右的高速度，告別傳統的不平衡、不協調、不可持續的粗放增長模式，實現經濟增長速度適宜、結構優化、社會和諧。為了加強銀行業監管，實現我國經濟新常態發展，提出以下建議：

1. 構建激勵相容的銀行業資本監管框架，提高監管效率?？紤]到銀行所處的監管壓力情況以及不同類型銀行的特點，在管理上可以靈活處理，分類監管。對于資本充足率水平滿足監管資本要求的銀行，監管部門可以鼓勵它們積極開發符合其實際情況的風險管理模型，制定合理政策促進其優先發展；而對于暫未滿足監管要求的銀行，應重點關注監管措施可能對其造成的信貸緊縮影響。對系統重要性銀行，可考慮實行分步達標策略來達到資本充足率的監管標準，并督促這類銀行制定相應的發展規劃，以避免其信貸量變化對整個市場造成重大波動。而對眾多的中小商業銀行，可在短期內根據其資本充足率的表現采取相應措施。

2.合理選擇銀行業資本監管路徑和時機，促進經濟穩步發展?？梢圆扇討B的資本監管標準，即在經濟上行期推進更加嚴格的資本監管標準，并且要求商業銀行增加超額資本，使銀行可以應付一定的外部沖擊，在經濟衰退期實行相對寬松的資本監管標準，采取靈活措施降低監管標準，或者維持資本監管標準不變，轉而采取降低貸款風險權重，從而將銀行信貸規模變動保持在理性范圍，實現經濟相對穩定的新常態發展。

3.積極開拓融資渠道，全面推進多層次資本市場建設。應該深入發展資本市場，全面推進多層次資本市場的建設，除了繼續發展和完善股票市場外，重點培育企業債券市場，促進商業銀行同融資性擔保機構、產業基金的有序合作，積極推動多元化中小企業融資服務體系建設，拓寬中小企業融資渠道，減輕企業對銀行信貸的依賴。

注釋：

①央行規定的一年期貸款基準利率若在某些年度中間進行調整，我們以不同利率水平適用時間的長短為權數求得加權平均利率，作為該年的一年期貸款基準利率。

②5家國有大型銀行分別是中國工商銀行、中國農業銀行、中國銀行、中國建設銀行和中國交通銀行，9家股份制商業銀行為中信銀行、中國光大銀行、華夏銀行、中國民生銀行、廣發銀行、平安銀行（原深圳發展銀行）、招商銀行、興業銀行和上海浦東發展銀行。

參考文獻：

[1]Peek， J，and Rosengren E.Bank regulation and the credit crunch[J]. Journal of Banking and Finance，1995，（19）：679-692.

[2]Watanabe， W. Prudential regulation and the "credit cruch"： evidence from Japan[J].Journal of money credit and banking，2007，39（3）：639-665.

[3]Kashyap A， Rajan R， Stein J. Rethinking capital regulation[R]. Maintaining stability in a changing financial system， 2008： 431-471.

[4]Gerali A， Neri S， Sessa L， et al. Credit and banking in a DSGE model of the euro area[J]. Journal of Money， Credit and Banking， 2010， 42（s1）： 107-141.

[5]Liu G， Seeiso N E. Business cycle and bank capital regulation：basel Ⅱ procyclicality[R]. Working Paper， 2011，（07）：11-14.

[6]Angelini P， Clerc L， Cúrdia V， et al. Basel Ⅲ： Long-term impact on economic performance and fluctuations[J].FRB of New York Staff Report， 2011，（485） ：15-19.

[7]Repullo， R，Suarez， J.The procyclical effects of Basel Ⅱ[J].The 9th Jacques Polak Annual Research Conference，2008，（11）：13-14.

[8]Chami，R. and F.，Cosimano.Monetary policy with a touch of basel[J].Journal of Economics and Business，2010，62（3）：161-175.

[9]Cohen-Cole E， Morse J. Monetary policy and capital regulation in the US and Europe[R].Working Paper Series，2010（6）：67-106.

[10]黃憲，魯丹.銀行業資本監管對中國宏觀經濟波動效應的實證研究[J].經濟評論，2008，（03）：48-52.

[11]江曙霞，何建勇.銀行資本、銀行信貸與宏觀經濟波動——基于CC模型的影響機理分析的拓展研究[J].金融研究，2011，（05）：100-112.

[12]費玉娥，孫洋，余克波.資本充足率監管對我國商業銀行信貸擴張的影響分析[J].新金融，2012，（07）：19-22.

[13]柯孔林，馮宗憲，陳偉平.銀行資本監管的經濟波動效應[J].系統工程理論與實踐，2013，（02）：329-337.

[14]石曉軍，李孟娜.中國商業銀行盯住市場的資本充足率與宏觀經濟周期：1996-2004年[J].數量經濟技術經濟研究，2007，（07）：63-72.

[15]潘再見.資本約束對銀行信貸擴張的影響：基于中國的實證分析（1998-2009）[J].財經論叢，2011，（02）：45-52.

[16]彭建剛.基于系統性金融風險防范的銀行業監管制度改革的戰略思考[J].財經理論與實踐，2011，（1）：2-6.

[17]彭建剛，潘凌遙.關于商業銀行協調管理的幾個問題[J].湖南大學學報（社會科學版），2014，（3）：37-39.

（責任編輯：寧曉青）