劉煥鵬

（重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶400044）

一、引言

宏觀經(jīng)濟因素和商業(yè)銀行盈利能力之間的關(guān)系對于研究金融穩(wěn)定和商業(yè)銀行的穩(wěn)健性至關(guān)重要。較差的宏觀經(jīng)濟條件會惡化商業(yè)銀行的貸款組合，給商業(yè)銀行造成信貸損失，減少商業(yè)銀行的利潤。甚至宏觀經(jīng)濟條件的惡化還會使商業(yè)銀行自有資本遭受損失［1］。在我國商業(yè)銀行一直處于金融體系的主導(dǎo)地位，銀行部門的收益必然會對金融體系產(chǎn)生影響。因此，研究宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行利潤結(jié)構(gòu)的影響，對于提高我國商業(yè)銀行的穩(wěn)健性具有現(xiàn)實意義。

本文首先通過相關(guān)性分析來驗證宏觀經(jīng)濟因素對銀行利潤結(jié)構(gòu)的影響，接著構(gòu)建一個測量宏觀經(jīng)濟因素和商業(yè)銀行利潤表成分之間關(guān)系的計量經(jīng)濟模型，并以我國83家商業(yè)銀行為樣本實證分析宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行利潤結(jié)構(gòu)的影響。

二、文獻綜述

近年來宏觀經(jīng)濟波動與商業(yè)銀行盈利能力之間關(guān)系的研究受到了廣泛關(guān)注。Bashir通過對中東地區(qū)8個伊斯蘭國家1993－1998年商業(yè)銀行盈利能力的研究發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟和資本市場的發(fā)展有助于銀行盈利能力的提高［2］。Demerguc－Kunt和Huizingha也提供了宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行績效水平有重要影響的證據(jù)。他們發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行業(yè)與資本市場是相互促進的，資本市場發(fā)展能夠提高商業(yè)銀行的盈利能力［3］，而且經(jīng)濟增速和真實利率上升也都會促使銀行盈利能力提高［4］。Boyd等人發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率和商業(yè)銀行的盈利能力之間為正相關(guān)關(guān)系［5］。而且利率波動和商業(yè)銀行的盈利能力也有密切的關(guān)系［6］。Bikker等人通過對OECD中26個國家1979－1999年銀行信貸親周期性的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟繁榮時銀行信貸規(guī)模增加，銀行利潤也同時增加；經(jīng)濟蕭條時銀行信貸規(guī)?？s減，銀行利潤也隨之減少［7］。周擎通過對我國商業(yè)銀行的研究也得出了相同的結(jié)論［8］。王瑩也認為我國商業(yè)銀行盈利能力具有順周期特征［9］。Gambacorta and Mistrulli還認為經(jīng)濟低迷時期銀行信用風(fēng)險增加也降低銀行利潤，另外資本市場發(fā)展等結(jié)構(gòu)性因素也會影響商業(yè)銀行的盈利能力［1］。

還有文獻分析了宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行盈利能力的影響機理。Albertazzi and Gambacorta通過對1981－2003年10個國家銀行盈利能力和經(jīng)濟周期關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行親周期性是由銀行凈利息收入和貸款損失撥備的順周期性導(dǎo)致的［10］。Syron通過研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行貸款違約率隨宏觀經(jīng)濟波動而變化，在經(jīng)濟低迷時期，違約率的上升和抵押物價值的下降使得銀行利潤下降；在經(jīng)濟擴張時期，違約率的降低和抵押物價值的上升又使得銀行利潤上升［11］。樊志剛和何崇陽研究發(fā)現(xiàn)我國商業(yè)銀行業(yè)營業(yè)收入和利潤水平也存在親周期性［12］。譚偉認為商業(yè)銀行在經(jīng)濟繁榮時增加業(yè)務(wù)品種和數(shù)量，大力拓展業(yè)務(wù)規(guī)模，增加市場份額，可以獲得更多的利潤；在經(jīng)濟低迷時縮減業(yè)務(wù)規(guī)模，會導(dǎo)致利潤減少［13］。

以往文獻為筆者研究宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行利潤結(jié)構(gòu)的影響提供了參考，但它們主要從績效和風(fēng)險水平等角度考察宏觀經(jīng)濟因素對銀行盈利能力的影響，沒有文獻從商業(yè)銀行利潤表結(jié)構(gòu)方面入手分析宏觀經(jīng)濟因素對銀行利潤不同成分的影響。鑒于此，本文將根據(jù)當(dāng)前我國商業(yè)銀行的經(jīng)營狀況，基于商業(yè)銀行利潤表結(jié)構(gòu)視角，探究2000－2011年宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行盈利能力的影響。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文中被解釋變量主要包括商業(yè)銀行利潤表中的凈利息收入、非利息收入、營業(yè)成本和利潤總額。對于宏觀經(jīng)濟因素，將借鑒蘇冬蔚和曾海艦［14］的研究方法，采用實際GDP的自然對數(shù)（lnGDP）表示經(jīng)濟周期，選取股票流動市值與國內(nèi)生產(chǎn)總值度量我國資本市場的發(fā)展水平；使用金融機構(gòu)人民幣貸款總額與GDP的比率度量我國的信貸配給狀況；使用居民消費價格指數(shù)（CPI）的變化比率表示通貨膨脹率；并借鑒張?zhí)祉數(shù)龋?5］使用M2（貨幣供應(yīng)量）與GDP的比率來表示金融深化。

本研究數(shù)據(jù)來源于商業(yè)銀行歷年年報以及BankScope數(shù)據(jù)庫，由我國2000－2011年的83家商業(yè)銀行構(gòu)成，包括四大國有商業(yè)銀行、13家股份制商業(yè)銀行和66家城市商業(yè)銀行。各個指標的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

為分析宏觀經(jīng)濟因素與銀行利潤表結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)性，下面進行相關(guān)性分析，結(jié)果如表2所示。通過相關(guān)性分析我們看到凈利息收入與實際GDP、信貸配給、通貨膨脹率和股票市場波動的相關(guān)系數(shù)都通過了0.01水平的顯著性檢驗，表明凈利息收入與宏觀經(jīng)濟因素存在相關(guān)性。非利息收入僅與資本市場發(fā)展水平的相關(guān)，系數(shù)通過了0.1水平的顯著性檢驗，表明非利息收入僅與資本市場發(fā)展水平相關(guān)。而利潤總額與實際GDP、資本市場、信貸配給、通貨膨脹率和股市波動的相關(guān)系數(shù)都通過了0.01的顯著性檢驗?？梢姡虡I(yè)銀行利潤表中的凈利息收入、非利息收入和利潤總額都會受到宏觀經(jīng)濟因素的影響。為了更進一步說明宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行利潤表結(jié)構(gòu)的影響，我們接下來使用計量經(jīng)濟模型進行回歸分析。

表2 相關(guān)性分析

（三）模型設(shè)定

考慮到商業(yè)銀行利潤表因素可能存在慣性及與內(nèi)生性情況，我們根據(jù) Albertazzi and Gambacorta［10］將計量模型設(shè)定為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i表示商業(yè)銀行的截面單位，i＝1，2，…，83；t為時間，t＝2000，…，2011。Yit表示被解釋變量，包括凈利息收入、非利息收入、營業(yè)成本和利潤總額。X表示解釋變量，T表示年度虛擬變量，η表示商業(yè)銀行的個體效應(yīng)。

由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中存在滯后被解釋變量，導(dǎo)致解釋變量具有了內(nèi)生性，因此需要尋找合適的工具變量才能得到一致估計。Arellno and Bond提出利用差分GMM來解決變量內(nèi)生性問題［16］。但差分GMM估計量的有限樣本特性較差，尤其是當(dāng)滯后項和隨后的一階差分項存在非常弱的相關(guān)時，工具變量非常弱?？紤]到差分GMM有可能因為工具變量不足而產(chǎn)生的弱工具變量問題，Arellno and Bover［17］、Blundell and Bond［18］在 差 分 GMM 的 基 礎(chǔ) 上 提 出 了 系 統(tǒng)GMM。系統(tǒng)GMM的基本思想是利用差分滯后二階或多階的內(nèi)生變量作為水平內(nèi)生變量的工具變量。系統(tǒng)GMM的優(yōu)點主要是能夠解決測量誤差、遺漏變量和非時序變量帶來的內(nèi)生性問題，因而在模型存在內(nèi)生問題時，系統(tǒng)GMM估計會使系數(shù)得到一致估計。因此本文使用系統(tǒng)GMM估計。

GMM參數(shù)估計的一致性是建立在兩個前提之上的：一是擾動項不存在自相關(guān)，這需要進行AR（2）檢驗。AR（2）檢驗的原假設(shè)是差分后的二階差分項不存在二階序列相關(guān)；二是工具變量有效，這需要進行過度識別檢驗。我們使用Hansen J統(tǒng)計量進行過度識別檢驗，其原假設(shè)為所有工具變量都是有效的。如果AR（2）檢驗和Hansen檢驗中模型都不能拒絕原假設(shè)，則說明模型設(shè)置是合理的。

四、經(jīng)驗證據(jù)

表3給出了方程（1）的實證檢驗結(jié)果，從檢驗結(jié)果的AR（2）統(tǒng)計量的P值看，各模型殘差的差分項不存在二階序列相關(guān)；由Hansen J統(tǒng)計量的P值看模型的工具變量都是外生的，且有效地處理了變量之間的內(nèi)生性。

表3 基本回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果看，在凈利息收入模型中，以實際GDP表示的經(jīng)濟周期系數(shù)顯著為正，表明凈利息收入是親周期的。主要是因為隨著實際GDP的增長，經(jīng)濟環(huán)境得到逐步改善，家庭特別是企業(yè)的貸款需求增加，借款者的財務(wù)約束改善，為商業(yè)銀行傳統(tǒng)中介活動帶來了正效應(yīng)。資本市場發(fā)展的系數(shù)顯著為正，表明資本市場發(fā)展對銀行凈利息收入具有正效應(yīng)。因為我國股市的資金來源很大一部分是商業(yè)銀行的貸款，當(dāng)股票市值上升的時候，有大量的銀行貸款進入股市，從而增加了商業(yè)銀行的凈利息收入。信貸配給系數(shù)為正值且通過了0.01水平的顯著性檢驗，說明信貸配給放松也會提高商業(yè)銀行的凈利息收入。因為信貸配給放松意味著經(jīng)濟主體的債務(wù)融資能力上升，對經(jīng)濟增長具有促進效應(yīng)，從而提高了商業(yè)銀行的凈利息收入。通貨膨脹率系數(shù)顯著為負，表明商業(yè)銀行的傳統(tǒng)中介活動在高通脹時期可能是不盈利的。而金融深化系數(shù)顯著為負，說明金融深化與銀行凈利息收入呈負相關(guān)關(guān)系。雖然股市波動系數(shù)通過了顯著性檢驗，但是系數(shù)值幾乎為零，因此股票市場波動對凈利息收入的影響并不大。

非利息收入方程中，以實際GDP表示的經(jīng)濟周期系數(shù)顯著為負值，表明凈利息收入不具有親周期性，可能是因為非利息收入的來源多樣化造成的，這從資本市場發(fā)展系數(shù)顯著為負值得到了進一步的證明。信貸配給系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明信貸配給的放松與收緊對銀行非利息收入沒有顯著的影響。但是，通貨膨脹率的系數(shù)顯著為正值，表明通貨膨脹率的上升能夠提高銀行的非利息收入?？赡苁且驗橥ㄘ浥蛎浭沟蒙虡I(yè)銀行管理的名義資產(chǎn)增加，從而增加了商業(yè)銀行的服務(wù)費用收入。股票市場波動的系數(shù)顯著但是數(shù)值幾乎接近于零，表明股票市場波動對非利息收入的影響微乎其微。金融深化系數(shù)顯著為正值，說明金融深化增加也會提高銀行的非利息收入。

在營業(yè)成本方程中，實際GDP和資本市場發(fā)展的系數(shù)顯著為正，表明營業(yè)成本也具有親周期的特性。因為隨著實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加后，商業(yè)銀行為了在更加發(fā)達的金融市場上提供金融服務(wù)必須支付更高的員工費用。而且信貸配給松緊對銀行非利息收入沒有顯著的影響。通貨膨脹率系數(shù)為負值，且通過了0.1水平的顯著性檢驗，表明通貨膨脹率的上升不會提高銀行的營業(yè)成本。同樣股票市場波動對銀行營業(yè)成本的影響也非常小。

從利潤總額方程可以獲得商業(yè)銀行利潤結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟因素的綜合情況。從回歸結(jié)果來看，實際GDP等指標的系數(shù)符號與凈利息收入的系數(shù)符號相同，這表明凈利息收入是商業(yè)銀行利潤總額的主要來源，宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)銀行利潤總額的影響主要通過凈利息收入的影響來實現(xiàn)。

五、結(jié)論

本文通過建立我國商業(yè)銀行關(guān)于凈利息收入、非利息收入、營業(yè)成本和利潤總額的回歸方程，估計了經(jīng)濟周期和宏觀結(jié)構(gòu)因素對商業(yè)銀行利潤結(jié)構(gòu)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）商業(yè)銀行凈利息收入、營業(yè)成本和利潤總額具有親周期性質(zhì)，非利息收入則具有逆周期性質(zhì)；（2）宏觀經(jīng)濟因素對銀行利潤總額的沖擊主要來自對凈利息收入沖擊的傳遞。

商業(yè)銀行利潤的親周期性會加劇金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定，因此，為了弱化我國商業(yè)銀行利潤的親周期性需要采取如下措施：（1）發(fā)展中間業(yè)務(wù)，提高非利息收入在利潤中的比重。非利息收入來源多元化使其不具有較強的親周期性，提高非利息收入在利潤中的比重可以弱化銀行利潤的親周期性。（2）提高經(jīng)營效率，降低營業(yè)成本。營業(yè)成本具有親周期的特性，提高銀行經(jīng)營管理效率，減少成本支出可以在一定程度上弱化銀行利潤的親周期性。

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