一、模型设定
1．数据来源
本部分宏观经济数据来自《中国统计年鉴》各期，资本充足率数据来自BVD数据库中Bankscope子库。虽然1994年我国监管当局发布了资本充足率计算方法，但一直到1998年监管当局才开始系统地收集商业银行资本充足率数据。因此，实证研究的时间区间选择在1998—2008年。
2．样本选择
受数据可得性的约束，本部分以年度数据为基础进行分析，选取了实行正式的资本充足率监管（2004年）前后（1998—2008年间），我国9家全国性商业银行，包括3家国有商业银行：中国工商银行（ICBC）、建设银行（CCB）和中国银行（BOC），以及6家股份制商业银行：招商银行（CMB）、上海浦东发展银行（PDB）、深圳发展银行（SZDB）、华夏银行（HXB）、中国民生银行（MSB）和福建兴业银行（FIB，2003年3月起更名为兴业银行）的相关数据，构建了一个时间序列/截面数据的计量模型。样本银行都是全国性商业银行，因而可以进一步地消除不同地区经济增长速度差异对贷款需求的影响。
3．模型说明和设定
首先，中国银监会在《商业银行资本充足率监督检查指引》等7个监管文件征求意见稿中表明，虽然商业银行资本充足率和核心资本充足率的下限仍要求为8％和4％，但商业银行制定资本规划时，应当设定至少三年的内部资本充足率目标。因此，商业银行自身的资本充足率变化必将影响信贷供给，进而影响货币政策调控的效果。
其次，贷款供给的变化还受到其他一些宏观环境因素的影响。在经济扩张阶段，贷款需求旺盛；经济衰退时期，贷款需求萎缩。倘若中国人民银行实行宽松的货币政策，商业银行的资金来源也就越多，反之则银行的资金来源就越少。
最后，商业银行的个体特征在一定程度上决定了其贷款的供给能力，国有商业银行和股份制商业银行的贷款行为特征可能是不同的。
为此，我们建立以下模型：
被解释变量Loani,t表示第i家银行在第t期的贷款余额。
解释变量：
（1）GDPt表示第t期的GDP，衡量经济的景气状况，代表了对贷款的需求状况。
（2）Mt表示货币供给M1在第t期的水平，用来反映货币政策的松紧状况。
（3）CAPi，t表示第i家银行在第t期的资本充足率。商业银行最优资本比率也可以说是银行的目标资本比率（Target Capital Ratio），具有不可观测的特征。但从较长时期来看，如果理性人假设成立，我们所观测的商业银行的实际资本比率将可能围绕资本监管比率上下波动。因此，我们用实际资本充足率的数据来分析其对货币政策信贷传导的影响。
（4）虚拟变量Dumt，反映我国自2004年起开始实施新的资本充足率测算方法所产生的影响。在2004年以前，我国只是引入了资本充足率监管的框架，并没有建立起资本约束的硬性激励机制。监管机构对资本充足率不达标的商业银行在业务经营、监督管理、收入分配、机构设置及业务拓展等方面的规定与资本充足率达标的商业银行没有任何区别。该虚拟变量2004年以后取值1（资本监管的硬约束，开始分类监管），在2004年以前取值0（资本监管的软约束）。
在以上变量中，贷款（Loani,t）、国内生产总值（GDPt）和货币供应量（Mt）均采用了对数变换。
首先，我们采用将多个时期的截面数据放在一起作为样本数据，建立回归模型（见表5-3）。
表5-3 所有截距系数相同模型
我们得出以下回归方程：
另外，商业银行的个体特征一定程度上决定了其贷款供给能力，国有商业银行和股份制商业银行的贷款行为特征可能是不同的。考虑到GDP和M的内生性，我们在模型中加入工具变量进行研究，但结果并不理想。因此，我们直接采用截面数据的固定影响变系数模型来研究（见表5-4）。
表5-4 固定影响变系数模型
中国工商银行（ICBC）
LOAN_ICBC＝1.497×GDP－0.17×M－0.29×DUM－2.208＋0.125×CAP_ICBC
建设银行（CCB）
LOAN_CCB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208＋0.084×CAP_CCB
中国银行（BOC）
LOAN_BOC＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208＋0.079×CAP_BOC
招商银行（CMB）
LOAN_CMB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.102×CAP_CMB
上海浦东发展银行（PDB）
LOAN_PDB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.139×CAP_PDB
深圳发展银行（SZDB）
LOAN_SZDB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.187×CAP_SZDB
华夏银行（HXB）
LOAN_HXB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.2×CAP_HXB
中国民生银行（MSB）
LOAN_MSB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.16×CAP_MSB
兴业银行（FIB）
LOAN_FIB＝1.497×GDP－0.17×M－0.296×DUM－2.208－0.188×CAP_FIB
二、实证模型结论及解释
1．所有样本银行的实证结果表明
第一，产出和银行信贷是正相关的关系，这与理论相符。经济繁荣贷款增加，经济衰退贷款缩减。贷款具有亲经济周期的特征。
第二，信贷与货币供应量间的系数为正，这与理论相符。中央银行实施扩张的货币政策，必然会带来信贷的扩张。
第三， 虚拟变量统计结果不显著，说明实施新的资本充足率测算方法前后的变化不大。这可能和研究所选取的样本时间有关。新资本充足率测算方法时年份比较短，影响了统计的显著性。
2．区分国有商业银行和股份制商业银行的实证结果说明
第一，三家国有商业银行的资本充足率与信贷之间呈现正相关关系，显示出其信贷行为的逆经济周期（与货币政策调节方向相同）特征。国有商业银行资本充足率提高的同时，信贷量反而是增加了。资本约束对三家国有商业银行贷款的亲周期影响较低，甚至不明显。原因可能是：
（1）在国有商业银行的股权结构中，国有股一股独大。因此，政府可以利用其股东影响力左右国有商业银行的行为，使其配合中央银行宏观政策调控的实施。各级管理行对经营性贷款在较大程度上还不得不依照“政府意愿”行事，并不可能完全考虑项目质量分布和数量变化，因此商业银行信贷受“逆经济风向而行”的货币政策影响明显。这也可以从2009年我国银行业信贷投放的实践看出。2008年下半年，美国次贷危机开始深度影响我国，我国的经济开始面临萧条的威胁，而我国的银行，尤其是国有商业银行却加大了信贷投放，新增贷款量远超经济形势较好的2007年。
（2）我国监管机构对国有商业银行存在行政任命。国有商业银行高管人员行政任命的结果是，国有商业银行的经营者自然就具备了银行管理者和行政官员的双重身份，从而造成经营者市场与官员队伍的一体化。而且在实践中，国家金融监管者和国有商业银行经营者身份的转变是经常的事，目前的监管者很可能成为以后的被监管对象，而现在国有商业银行经营者又可能随时成为监管者。事实上，现在的中国人民银行、中国银监会和中国证监会的主要负责人都具有丰富的国有商业银行从业经历。这样，任何监管都是不可置信的。其根源就在于银行经营者具有随时回归强力政治家的可能（谢平，2003）。因此，对于国有商业银行资本充足问题的轻重缓急就很容易在这样的体系内达成协商统一，而不必采取强制性的措施予以解决。
（3）我国监管机构对国有商业银行存在监管宽容。国有商业银行是我国企业主要的资金提供者，也是货币政策的主要执行者，承担着对国民经济发展融通资金的重要职责。我国银行监管当局和货币当局均隶属于政府，独立性不强。当政府实行加快经济发展的政策时，监管当局在监管过程中必然会考虑监管的效果是否会影响经济发展的问题。在这样的情况下，银行监管制度只能屈服于中国人民银行的货币政策目标。监管过严将直接影响国有商业银行的资金供应力度，会招致不支持改革的指责。监管过松将使国有商业银行的道德风险和经营风险加剧，承担监管不力的责任。所以，尽管监管当局完全了解国有商业银行的实际经营状况，但始终在监管临界点徘徊，最终还是选择了监管宽容。
3．总体而言，资本充足率与信贷之间呈现负向关系
虽然国有商业银行的信贷行为显示出逆经济周期的特征，但就样本银行总体而言，资本充足率要求提高，将会使得商业银行信贷下降。这一方面的原因是由于我们对贷款数据进行了对数处理，另一方面的原因可能是全面推广资本充足率管理后，国有商业银行逆周期的信贷供给只能从一定程度上减缓银行业贷款的亲周期性。这一方面说明资本监管对信贷扩张约束的有效性必须建立在市场化的银行体制和监管当局具备高度权威性的基础之上。一个合理的推论就是随着银行体制市场化改革的推进、监管制度的审慎性不断增强，资本监管与商业银行信贷投放的正相关关系也将逐步提高；另一方面说明资本充足率监管确实影响到我国货币政策信贷渠道调控的效果。
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