謝 隆

(泉州銀行福州分行，福建 福州 350001)

一、前言

我國(guó)銀行業(yè)隨著對(duì)外開(kāi)放程度擴(kuò)大和國(guó)內(nèi)外銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，以存貸款利率差為主要收入來(lái)源的傳統(tǒng)模式受到極大挑戰(zhàn)，存貸利差縮窄使得銀行的利潤(rùn)空間受到極大的擠壓，銀行收入減少，再加上受到金融脫媒等因素的影響，這就使得各商業(yè)銀行不得不轉(zhuǎn)變以存貸利差為主的收入方式，對(duì)調(diào)整收入結(jié)構(gòu)越來(lái)越重視，紛紛拓展增加收入的渠道，采用多種方式來(lái)發(fā)展自身的非利息收入業(yè)務(wù)。然而，對(duì)于商業(yè)銀行非利息收入的影響因素有哪些?哪些因素對(duì)商業(yè)銀行非利息收入的影響較大還值得研究，本文基于這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究。

二、變量數(shù)據(jù)和模型設(shè)定

1、數(shù)據(jù)來(lái)源及操作軟件

我國(guó)目前共有16家銀行上市，其中在2007年之前實(shí)現(xiàn)上市的有14家銀行。而中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行和光大銀行都是在2010年才實(shí)現(xiàn)上市，這樣時(shí)間較短、數(shù)據(jù)也較少，因此，本文不考慮中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行和光大銀行，只對(duì)其他14家上市銀行在2007年——2012年的年度面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究，本文采用的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于國(guó)泰君安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，本文使用EVIEWS6.0和R軟件進(jìn)行操作。

2、變量的選擇

以非利息收入(FLXSR)被解釋變量為，解釋變量為存貸比(Cdratio)、銀行間國(guó)債指數(shù)(Bondindex)、貨幣供應(yīng)量(M2)、上證綜合指數(shù)(SZ)和人民幣對(duì)美元匯率(Yxhl)。

3、模型的設(shè)定

根據(jù)相關(guān)理論和經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果，我們建立如下計(jì)量模型回歸檢驗(yàn)商業(yè)銀行非利息收入的影響因素:

其中:α1、β1、γ1、λ1、φ1為回歸系數(shù)，ξ1為誤差項(xiàng)。ln(FLXSR)，ln(Bondindex)，ln(M2)，ln(SZ)，ln(Yxhl)分別是對(duì) FLXSR，Bondindex，M2，SZ，Yxhl取對(duì)數(shù)的表達(dá)形式。

三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

1、模型面板單位根的檢驗(yàn)

我們應(yīng)用軟件進(jìn)行模型的單位根檢驗(yàn)，我們可以得知:原值是不平穩(wěn)的。從Levin，Lin＆Chu的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出除人民幣匯率(Yxhl)和上證綜合指數(shù)(SZ)這兩個(gè)變量外，其余所有變量都存在同質(zhì)面板單位根，為非平穩(wěn)的;從Im，Pesaran＆Shin W －stat、ADF－Fisher Chi－square和PP－Fish-er Chi－square這三個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看出變量存在異質(zhì)面板單位根，除非利息ADF－Fisher Chi－square、PP－Fisher-Chi－square弱顯著的，上證綜合指數(shù)和人民幣匯率PPFisher Chi－square顯著，其他變量都是非平穩(wěn)的?？傊?，從不同面板單位根檢驗(yàn)都可以得到基本一致的結(jié)論:所有變量都是不平穩(wěn)的。然而從變量的一階差分來(lái)看，所有變量都是穩(wěn)定的，均是I(1)序列。因此可以通過(guò)面板協(xié)整檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2、面板協(xié)整檢驗(yàn)

從 Pedroni檢驗(yàn)的結(jié)果，Panel v－ stat，Panel rho－ stat、Panel pp－stat、Panel ADF－stat的 p值分別為為 0.3538、0.9747、0.0486、1。因此，除 Panel pp －stat是接受原假設(shè)，之外其他幾種檢驗(yàn)都拒絕了原假設(shè)。由此，我們從Pedroni檢驗(yàn)中我們可以認(rèn)為模型的變量之間都存在面板協(xié)整關(guān)系。

從Kao檢驗(yàn)的結(jié)果，ADF檢驗(yàn)的 t值為 －8.243575，表明在5%的顯著性水平下是拒絕原假設(shè)的，由此，認(rèn)為模型的變量間都存在面板協(xié)整關(guān)系。

3、面板協(xié)整方程的確定

誤差項(xiàng)是否可觀測(cè)檢驗(yàn)(Unobserved effects test)，由檢驗(yàn)結(jié)果可得p值為2.597e－5，本文的回歸模型拒絕原假設(shè)即存在不可觀測(cè)檢驗(yàn)。接下來(lái)應(yīng)用R軟件進(jìn)行固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的檢驗(yàn);固定、隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)(Hausman test)，由檢驗(yàn)結(jié)果可得p=0.901＞0.05，所以，本文的回歸模型接受原假設(shè)即回歸模型為隨機(jī)效應(yīng);個(gè)體、時(shí)間效應(yīng)檢驗(yàn)(Tests for individual and time effects)，由檢驗(yàn)結(jié)果可得 p值為0.615＞0.05，可知，在5%的顯著水平下接受原假設(shè)，即模型不存在雙效應(yīng);由于不存在雙效應(yīng)，則繼續(xù)分析模型是個(gè)體效應(yīng)或是時(shí)間效應(yīng)。由檢驗(yàn)結(jié)果可得p值為4.386e－05，所以，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)即不存在個(gè)體效應(yīng);由檢驗(yàn)結(jié)果可得p=0.07302，在5%的顯著水平下接受原假設(shè)即存在時(shí)間效應(yīng)。綜上檢驗(yàn)結(jié)果所得，該模型為具有個(gè)體的隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)而估計(jì)協(xié)整方程式。

4、協(xié)整方程估計(jì)

通過(guò)運(yùn)行結(jié)果，我們可以得到方程為:

從上述回歸結(jié)果可以看到，存貸比(Cdratio)的t統(tǒng)計(jì)量只有0.074640，不是很顯著性。而其他系數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著。說(shuō)明非利息收入和銀行間國(guó)債指數(shù)(Bondindex)、貨幣供應(yīng)量(M2)、上證綜合指數(shù)(SZ)和人民幣匯率(Yxhl)存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。從系數(shù)來(lái)看，他們的系數(shù)水平相對(duì)比較高，說(shuō)明對(duì)非利息收入的影響也比較大。銀行間國(guó)債指數(shù)(Bondindex)、貨幣供應(yīng)量(M2)、上證綜合指數(shù)(SZ)和人民幣匯率(Yxhl)分別變化了1%時(shí)，非利息收入變化了69.497%、60.733%、40.043%和66.148%的百分比水平。

5、協(xié)整方程模型的修正

在對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)之后，我們對(duì)模型進(jìn)行修正，其結(jié)果經(jīng)整理如下所示:

Variable coefficient std.Error t－Statistic prob.C －583.6034 57.67636 －10.11859 0.0000 ln(Bondindex)－71.45540 7.316754 －9.765998 0.0000 ln(M2)60.55458 2.552692 23.72185 0.0000 ln(SZ)－40.27704 1.369937 －29.40065 0.0000 ln(Yxhl)66.11626 2.668344 24.77802 0.0000 R－squared 0.090762 Mean dependent var 6.037448 Adjusted R－squared 0.044725 S.D.dependent v ar 13.71805 S.E.of regression 13.407776 Sum squared resi d 14201.69 F－statistic 1.971490 Durbin－Watson stat 1.586100 Prob(F－statistic)0.1069330 Unweighted Statistics R－squared 0.065188 Mean dependent var 11.49034 Sum squared resid 20329.47 Durbin－Watson stat 1.108012

從上結(jié)果看出，修正后的模型顯著性水平明顯提高，本文以我國(guó)14家上市商業(yè)銀行為樣本，對(duì)我國(guó)商業(yè)銀行的非利息收入的影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論:銀行間國(guó)債指數(shù)(Bondindex)對(duì)商業(yè)銀行非利息收入有相當(dāng)顯著的影響，商業(yè)銀行非利息收入的債券價(jià)格彈性是－71.46%;貨幣供應(yīng)量(M2)對(duì)商業(yè)銀行非利息收入有顯著影響，商業(yè)銀行非利息收入的貨幣供應(yīng)彈性是60.55%;上證指數(shù)(SZ)對(duì)商業(yè)銀行非利息收入有顯著影響，商業(yè)銀行非利息收入的貨幣供應(yīng)彈性是－40.28%;人民幣匯率(YXHL)對(duì)商業(yè)銀行非利息收入有顯著影響，商業(yè)銀行非利息收入的貨幣供應(yīng)彈性是66.12%;非利息收入與商業(yè)銀行存貸比率(Cdratio)呈不顯著相關(guān)關(guān)系，由于各商業(yè)銀行的獲利能力相近，所以，非利息收入與商業(yè)銀行存貸比率呈不顯著相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論

相對(duì)于非利息收入在發(fā)達(dá)國(guó)家中占商業(yè)銀行的總收入的50%以上，而我國(guó)商業(yè)銀行比重不大于25%，兩者之間存在較大的差距。非利息收入在我國(guó)商業(yè)銀行來(lái)說(shuō)總量還尚較小，但從另外一個(gè)方面來(lái)說(shuō)，我國(guó)商業(yè)銀行的非利息收入還有較大的開(kāi)發(fā)潛力。由于非利息收入業(yè)務(wù)存在穩(wěn)定、安全和利潤(rùn)率相對(duì)來(lái)說(shuō)較高的優(yōu)點(diǎn)，所以，發(fā)展非利息收入業(yè)務(wù)在降低銀行的運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)方面起到重要的作用，也可以提高銀行的業(yè)績(jī)。因此，我國(guó)各商業(yè)銀行應(yīng)該重視發(fā)展自身的非利息收入業(yè)務(wù)。

［1］魏世杰，倪旎，付忠名.非利息收入與商業(yè)銀行績(jī)效關(guān)系研究:基于中國(guó)40家銀行的經(jīng)驗(yàn)［J］.未來(lái)與發(fā)展，2010(2).

［2］王珊珊，王小雨.我國(guó)商業(yè)銀行非利息收入與績(jī)效的實(shí)證研究［J］.新財(cái)經(jīng)，2011(10).

［3］張麗娜.非利息收入影響因素分析——基于中國(guó)14家銀行的個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型［J］.時(shí)代金融，2012(5).