王藝璇
(重慶工商大學(xué)國(guó)際商學(xué)院,重慶 400000)
基于Eviews分析的銀行家信心指數(shù)與大型商業(yè)銀行不良貸款余額的研究
王藝璇
(重慶工商大學(xué)國(guó)際商學(xué)院,重慶400000)
2008年由于受到金融危機(jī)的影響,我國(guó)商業(yè)銀行的不良貸款也受到不少挑戰(zhàn)。通過(guò)截取2008年3月到2014年3月的大型商業(yè)銀行不良貸款余額的季度值和銀行家信心指數(shù),對(duì)兩者之間的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明:大型商業(yè)銀行不良貸款余額和銀行家信心指數(shù)存在顯著的負(fù)相關(guān)性,這與假設(shè)是一致的,即商業(yè)銀行不良貸款余額越高,銀行家信心指數(shù)就越低;商業(yè)銀行不良貸款余額越低,銀行家信心指數(shù)就越高。因此,可以從商業(yè)銀行不良貸款入手,提高銀行經(jīng)營(yíng)管理效率,明晰銀行產(chǎn)權(quán)問(wèn)題,提升銀行工作人員從業(yè)素養(yǎng),做好貸后管理工作等方式,有效約束不良貸款,從而使銀行家對(duì)于銀行前景持正面的態(tài)度,更加促進(jìn)了銀行良性循環(huán)的發(fā)展。
商業(yè)銀行;不良貸款余額;銀行家信心指數(shù);相關(guān)分析;結(jié)論
銀行家信心指數(shù)采用的是全面調(diào)查與抽樣調(diào)查相互結(jié)合對(duì)全國(guó)各類(lèi)銀行機(jī)構(gòu)高管人員進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查的方式,是銀行家問(wèn)卷調(diào)查中對(duì)本季經(jīng)濟(jì)形勢(shì)持正常態(tài)度的銀行家占比和預(yù)期占比的算術(shù)平均數(shù),反映了銀行家們對(duì)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景的預(yù)測(cè)。不良貸款是指借款人未能按貸款協(xié)議按時(shí)償還商業(yè)銀行的貸款本金和利息,或者已有跡象表明借款人不可能按貸款協(xié)議按時(shí)償還商業(yè)銀行的貸款本金和利息而形成的貸款。不良貸款分為由對(duì)公貸款和個(gè)人貸款所造成的不良貸款,其中由對(duì)公貸款引起的不良貸款能夠明顯的反映出我國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況,從而預(yù)測(cè)出我國(guó)經(jīng)濟(jì)的情況。當(dāng)前的國(guó)有銀行銀行的不良資產(chǎn)和不良資產(chǎn)率從數(shù)據(jù)上都表現(xiàn)出了雙降,這不是商業(yè)銀行發(fā)展的正常趨勢(shì),這是近年國(guó)家對(duì)國(guó)有商業(yè)銀行不良資產(chǎn)處置采取措施的結(jié)果,其中隱含著近年受經(jīng)濟(jì)刺激政策因素的影響因素且政府的干預(yù)和主導(dǎo)性是很強(qiáng)的加上我國(guó)國(guó)有商業(yè)銀行自身的抗風(fēng)險(xiǎn)能力較差,但從數(shù)據(jù)上來(lái)看,不良資產(chǎn)余額仍很大。因此,研究?jī)烧咧g的關(guān)系是很有必要的,對(duì)于銀行本身的經(jīng)營(yíng)決策有很大的影響,不僅在于貸款業(yè)務(wù)是銀行的最主要的收入來(lái)源,而且在于銀行家在其領(lǐng)域的主導(dǎo)地位;對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展同樣重要,商業(yè)銀行是我國(guó)重要的經(jīng)濟(jì)體,掌握銀行家信心指數(shù)和商業(yè)銀行不良貸款之間的關(guān)系,對(duì)于促進(jìn)企業(yè)發(fā)展,國(guó)家經(jīng)濟(jì)向上有良好的參考作用。
本文以時(shí)間序列的樣本數(shù)據(jù),對(duì)銀行家信心指數(shù)和商業(yè)銀行不良貸款之間的相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證分析,計(jì)算分析的過(guò)程均由Eviews來(lái)完成。
(一)數(shù)據(jù)采集和樣本選擇
計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的有效性取決于經(jīng)濟(jì)模型是否真實(shí)的反映其經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀,且還需考察樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量是否完整、準(zhǔn)確、可比、一致。經(jīng)仔細(xì)分析后,不難發(fā)現(xiàn),選擇從2008年開(kāi)始的數(shù)據(jù)其中包含了對(duì)于中國(guó)遭受2008年全球金融危機(jī)的因素考量,并按照時(shí)間先后順序進(jìn)行樣本選取,數(shù)據(jù)的選擇基本到達(dá)了分析研究要求。根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng),2008年3月至2014年3月大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)和銀行家信心指數(shù)(Y)如表1:
表1 2008年3月至2014年3月大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)和銀行家信心指數(shù)(Y)
(二)提出研究假設(shè)
本文的研究主要受以下幾個(gè)部分研究的啟發(fā):
首先是關(guān)于銀行家信心指數(shù)的研究。饒品貴(2012)《貨幣政策信貸傳導(dǎo)機(jī)制——基于商業(yè)信用與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的證據(jù)》中分析了銀行借款和商業(yè)信用水平值、變化值與銀行家信心指數(shù)之間的關(guān)系,由其回歸分析表明銀行借款水平值、變化值與銀行家信心指數(shù)呈顯著正相關(guān);商業(yè)信用水平值、變化值與銀行家信心指數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)。葉康濤、祝繼高(2009)《銀根緊縮與信貸資源配置》中對(duì)銀根緊縮與信貸資源配置效率進(jìn)行了實(shí)證分析,其中銀根緊縮用銀行家信心指數(shù)來(lái)表示,分析表明上一季度貨幣政策越緊,則本季度企業(yè)融資額越少,但本季度的貨幣政策與本季度企業(yè)信貸融資額之間不存在顯著相關(guān)性。吳彩麗(2014)《宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性與銀行信貸:宏觀與微觀層面的證據(jù)》中闡述了銀行家信心指數(shù)對(duì)銀行信貸有顯著的正影響,且宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性對(duì)銀行信貸行為存在顯著的負(fù)面影響。
其次關(guān)于大型商業(yè)銀行不良貸款余額的研究。王威、趙安平(2013)《信貸波動(dòng)、經(jīng)濟(jì)周期與商業(yè)銀行不良貸款》中解釋不良貸款額下降形成了對(duì)銀行信貸投放的正面沖擊,強(qiáng)化了銀行信貸的投放能力,但銀行信貸規(guī)模擴(kuò)張不是造成不良貸款增多和信用風(fēng)險(xiǎn)增加的原因。
綜上可見(jiàn),很多研究大量考證了銀行家信心指數(shù)與銀行信貸之間的關(guān)系或者銀行信貸與商業(yè)銀行不良貸款的關(guān)系,未對(duì)銀行家信心指數(shù)與不良貸款進(jìn)行直接的分析研究。
大型商業(yè)銀行不良貸款余額按季度核算,它是衡量銀行資產(chǎn)質(zhì)量的重要指標(biāo),對(duì)銀行有風(fēng)險(xiǎn)提示的作用。因此,可推測(cè)當(dāng)商業(yè)銀行不良貸款余額增加時(shí),銀行家信心指數(shù)會(huì)相應(yīng)減少;反之,則相應(yīng)增加。基于此,本文提出以下假設(shè):
H0:大型商業(yè)銀行不良貸款余額和銀行家信心指數(shù)存在顯著的負(fù)相關(guān)性。
(三)建立模型
由Eviews分析,大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)和銀行家信心指數(shù)(Y)大致存在著一元線性關(guān)系,我們假設(shè)擬建立如下一元回歸模型:
上式中,Y為被解釋變量,X為解釋變量,β0和β1為待估參數(shù),u為隨機(jī)干擾項(xiàng)。
(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行回歸,是建立在時(shí)間序列平穩(wěn)性的假定基礎(chǔ)之上的,無(wú)論是單方程計(jì)量模型還是聯(lián)立方程計(jì)量模型,都需要在分析之前檢驗(yàn)其數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,否則假設(shè)檢驗(yàn)未必成立。雖從Eviews回歸分析可大致看出兩個(gè)時(shí)間序列X、Y的穩(wěn)定性,但運(yùn)用統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)更為有效和重要。圖1為對(duì)銀行家信心指數(shù)(Y)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果圖。
圖1 對(duì)銀行家信心指數(shù)(Y)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果圖
由圖1可知,給定α=5%下,t檢驗(yàn)值〉-1.955681,接受H0。因此,再對(duì)其進(jìn)行一次差分,圖2為對(duì)銀行家信心指數(shù)(Y)一次差分后進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性的結(jié)果圖。
圖2 對(duì)銀行家信心指數(shù)(Y)一次差分后進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果圖
由圖2,可知給定α=5%下,t檢驗(yàn)值〈-1.956406,拒絕H0。則認(rèn)為Y的原序列為一階單整序列。
我們?cè)賹?duì)大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn),圖3為對(duì)大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果圖。
圖3 對(duì)大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果圖
由上圖可知給定α=5%下,t檢驗(yàn)值〈-1.955681,拒絕H0。認(rèn)為X的時(shí)間序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。
綜上,對(duì)大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)和銀行家信心指數(shù)(Y)都進(jìn)行了平穩(wěn)性的檢測(cè),都得出了原序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列的結(jié)論,從而可以進(jìn)行回歸分析。
(二)初始回歸
圖4給出了采用Eviews軟件對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析的計(jì)算結(jié)果,表明可建立如下的銀行家信心指數(shù)函數(shù)-大型商業(yè)銀行不良貸款余額函數(shù):
圖4 大型商業(yè)銀行不良貸款余額(X)對(duì)銀行家信心指數(shù)(Y)的回歸結(jié)果
(三)模型的檢驗(yàn)與修正
1.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度:從圖4的回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)看,所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)整體上擬合度較低。可決系數(shù)R2=0. 266098,表明銀行家信心指數(shù)函數(shù)變化的26.6098%可由大型商業(yè)銀行不良貸款余額的變化來(lái)解釋。同時(shí),修正后的可決系數(shù)為0.234189,說(shuō)明其模型對(duì)樣本的擬合度相符合。
回歸系數(shù)t檢驗(yàn):設(shè)原假設(shè)H0:β0=0,H1:β1=0,回歸系數(shù)β0的t值為:t(β0)=13.61230,β1的t值為:t(β1)=-2. 887788。給定α=0.05下,由t分布表得,自由度n-2=23的臨界值t0.025(23)=2.069。因?yàn)閠(β0)=13.61230〉t0.025(23)=2.069,所以拒絕原假設(shè)H0:β0=0,因?yàn)閨t(β1)|=2.887788〉t0.025(23)=2.069所以拒絕原假設(shè)H1。以上表明大型商業(yè)銀行不良貸款余額對(duì)銀行家信心指數(shù)函數(shù)有顯著影響。
2.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)
檢驗(yàn)是否存在異方差:根據(jù)White檢驗(yàn)中輔助函數(shù)的構(gòu)造,最后一項(xiàng)為變量的交叉乘積項(xiàng),因?yàn)楸绢}為一元函數(shù),故無(wú)交叉乘積項(xiàng),則輔助函數(shù)為:
圖5 懷特檢驗(yàn)結(jié)果圖
由上圖可知nR2=0.209839,在=0.05情況下查χ2分布表,得臨界值表明模型不存在異方差。
3.自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正
圖6 含一階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸圖
拉格朗日乘數(shù)LM檢驗(yàn):由圖6可知:含一階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為:
于是,LM=24×0.208008=4.992192,該值大于顯著性水平為5%,自由度為1的χ2的臨界值(1)=3.82,由此判斷原模型存在1階序列相關(guān)性。
圖7 含二階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸
由圖7可知:含二階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為:
于是,LM=25×0.283240=7.081,該值大于顯著性水平為5%,自由度為2的χ2的臨界值(2)=5.991,但是et-2的參數(shù)未通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn),由此判斷原模型不存在2階序列相關(guān)性。結(jié)合一階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸情況,可判斷該模型存在一階自相關(guān)。
因此,應(yīng)該對(duì)其進(jìn)行自相關(guān)的修正,圖8為廣義差分法去除自相關(guān)的回歸結(jié)果圖。
圖8 廣義差分法去除自相關(guān)的回歸結(jié)果圖
由圖8我們可以看出,使用迭代法就是在解釋變量中添入AR(1)項(xiàng)后,DW檢驗(yàn)值從1.056474提高到1.793214,下面再采用自相關(guān)的LM檢驗(yàn)法對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn),得到圖9的結(jié)果。
圖9 調(diào)整后自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果圖
由上面的檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看出,在0.05的顯著水平下LM的統(tǒng)計(jì)量的概率P值為0.2444大于0.05的顯著水平,所以我們不能拒絕原假設(shè),認(rèn)為模型的殘差項(xiàng)不存在自相關(guān)性,即我們消除了模型的自相關(guān)性。因此得到修正后的模型如下:
通過(guò)以上分析,我們可以得出,大型商業(yè)銀行不良貸款余額和銀行家信心指數(shù)存在顯著的負(fù)相關(guān)性,這與假設(shè)是一致的,即商業(yè)銀行不良貸款余額越高,銀行家信心指數(shù)就越低;商業(yè)銀行不良貸款余額越低,銀行家信心指數(shù)就越高。因此,我們可以從商業(yè)銀行不良貸款入手,提高銀行經(jīng)營(yíng)管理效率,明晰銀行產(chǎn)權(quán)問(wèn)題,提升銀行工作人員從業(yè)素養(yǎng),做好貸后管理工作等方式,有效約束不良貸款,從而使銀行家對(duì)于銀行前景持正面的態(tài)度,更加促進(jìn)了銀行良性循環(huán)的發(fā)展。
[1]鄭紅賓,陳雄.基于EViews軟件對(duì)金華城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和支出進(jìn)行分析預(yù)測(cè)[J].棗莊學(xué)院學(xué)報(bào),2011(5):84-88
[2]饒品貴,姜國(guó)華.貨幣政策對(duì)銀行信貸與商業(yè)信用互動(dòng)關(guān)系影響研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2013(1):68-82+150
[3]李江,馮宗憲,萬(wàn)映紅.國(guó)有商業(yè)銀行企業(yè)不良貸款的主因子分析[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理,2007(1):149-157
[4]郭婧洲.淺析我國(guó)國(guó)有商業(yè)銀行不良資產(chǎn)形成的原因及對(duì)策[J].統(tǒng)計(jì)研究,2010(8):96-98
[5]]葉康濤,祝繼高.銀根緊縮與信貸資源配置[J].管理世界,2009(1):22-28+188
[6]吳彩麗.宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性與銀行信貸:宏觀和微觀層面的證據(jù)[D].浙江大學(xué),2014
[7]王威,趙安平.信貸波動(dòng)、經(jīng)濟(jì)周期與商業(yè)銀行不良貸款:基于Beveridge-Nelson分解的實(shí)證研究[J].投資研究,2013(7):3-14
[責(zé)任編輯:潘洪志]
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1009-6043(2016)010-0153-04
2016-08-22