商業銀行非利息收入的影響因素研究

謝 隆

(泉州銀行福州分行，福建 福州 350001)

一、前言

我國銀行業隨著對外開放程度擴大和國內外銀行業競爭的加劇，以存貸款利率差為主要收入來源的傳統模式受到極大挑戰，存貸利差縮窄使得銀行的利潤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，這就使得各商業銀行不得不轉變以存貸利差為主的收入方式，對調整收入結構越來越重視，紛紛拓展增加收入的渠道，采用多種方式來發展自身的非利息收入業務。然而，對于商業銀行非利息收入的影響因素有哪些?哪些因素對商業銀行非利息收入的影響較大還值得研究，本文基于這個問題進行了實證研究。

二、變量數據和模型設定

1、數據來源及操作軟件

我國目前共有16家銀行上市，其中在2007年之前實現上市的有14家銀行。而中國農業銀行和光大銀行都是在2010年才實現上市，這樣時間較短、數據也較少，因此，本文不考慮中國農業銀行和光大銀行，只對其他14家上市銀行在2007年——2012年的年度面板數據進行分析研究，本文采用的數據全部來源于國泰君安CSMAR數據庫和中國人民銀行網站，本文使用EVIEWS6.0和R軟件進行操作。

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)、銀行間國債指數(Bondindex)、貨幣供應量(M2)、上證綜合指數(SZ)和人民幣對美元匯率(Yxhl)。

3、模型的設定

根據相關理論和經驗研究結果，我們建立如下計量模型回歸檢驗商業銀行非利息收入的影響因素:

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

三、實證檢驗及結果分析

1、模型面板單位根的檢驗

我們應用軟件進行模型的單位根檢驗，我們可以得知:原值是不平穩的。從Levin，Lin＆Chu的檢驗結果可以看出除人民幣匯率(Yxhl)和上證綜合指數(SZ)這兩個變量外，其余所有變量都存在同質面板單位根，為非平穩的;從Im，Pesaran＆Shin W －stat、ADF－Fisher Chi－square和PP－Fish-er Chi－square這三個檢驗結果我們可以看出變量存在異質面板單位根，除非利息ADF－Fisher Chi－square、PP－Fisher-Chi－square弱顯著的，上證綜合指數和人民幣匯率PPFisher Chi－square顯著，其他變量都是非平穩的。總之，從不同面板單位根檢驗都可以得到基本一致的結論:所有變量都是不平穩的。然而從變量的一階差分來看，所有變量都是穩定的，均是I(1)序列。因此可以通過面板協整檢驗方法檢驗變量之間的長期均衡關系。

2、面板協整檢驗

從 Pedroni檢驗的結果，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，之外其他幾種檢驗都拒絕了原假設。由此，我們從Pedroni檢驗中我們可以認為模型的變量之間都存在面板協整關系。

從Kao檢驗的結果，ADF檢驗的 t值為 －8.243575，表明在5%的顯著性水平下是拒絕原假設的，由此，認為模型的變量間都存在面板協整關系。

3、面板協整方程的確定

誤差項是否可觀測檢驗(Unobserved effects test)，由檢驗結果可得p值為2.597e－5，本文的回歸模型拒絕原假設即存在不可觀測檢驗。接下來應用R軟件進行固定效應、隨機效應的檢驗;固定、隨機效應檢驗(Hausman test)，由檢驗結果可得p=0.901＞0.05，所以，本文的回歸模型接受原假設即回歸模型為隨機效應;個體、時間效應檢驗(Tests for individual and time effects)，由檢驗結果可得 p值為0.615＞0.05，可知，在5%的顯著水平下接受原假設，即模型不存在雙效應;由于不存在雙效應，則繼續分析模型是個體效應或是時間效應。由檢驗結果可得p值為4.386e－05，所以，在5%的顯著水平下拒絕原假設即不存在個體效應;由檢驗結果可得p=0.07302，在5%的顯著水平下接受原假設即存在時間效應。綜上檢驗結果所得，該模型為具有個體的隨機效應模型，進而估計協整方程式。

4、協整方程估計

通過運行結果，我們可以得到方程為:

從上述回歸結果可以看到，存貸比(Cdratio)的t統計量只有0.074640，不是很顯著性。而其他系數均在5%的顯著性水平下顯著。說明非利息收入和銀行間國債指數(Bondindex)、貨幣供應量(M2)、上證綜合指數(SZ)和人民幣匯率(Yxhl)存在著顯著的相關關系。從系數來看，他們的系數水平相對比較高，說明對非利息收入的影響也比較大。銀行間國債指數(Bondindex)、貨幣供應量(M2)、上證綜合指數(SZ)和人民幣匯率(Yxhl)分別變化了1%時，非利息收入變化了69.497%、60.733%、40.043%和66.148%的百分比水平。

5、協整方程模型的修正

在對協整方程進行估計之后，我們對模型進行修正，其結果經整理如下所示:

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

從上結果看出，修正后的模型顯著性水平明顯提高，本文以我國14家上市商業銀行為樣本，對我國商業銀行的非利息收入的影響因素進行實證檢驗，得出以下結論:銀行間國債指數(Bondindex)對商業銀行非利息收入有相當顯著的影響，商業銀行非利息收入的債券價格彈性是－71.46%;貨幣供應量(M2)對商業銀行非利息收入有顯著影響，商業銀行非利息收入的貨幣供應彈性是60.55%;上證指數(SZ)對商業銀行非利息收入有顯著影響，商業銀行非利息收入的貨幣供應彈性是－40.28%;人民幣匯率(YXHL)對商業銀行非利息收入有顯著影響，商業銀行非利息收入的貨幣供應彈性是66.12%;非利息收入與商業銀行存貸比率(Cdratio)呈不顯著相關關系，由于各商業銀行的獲利能力相近，所以，非利息收入與商業銀行存貸比率呈不顯著相關關系。

四、結論

相對于非利息收入在發達國家中占商業銀行的總收入的50%以上，而我國商業銀行比重不大于25%，兩者之間存在較大的差距。非利息收入在我國商業銀行來說總量還尚較小，但從另外一個方面來說，我國商業銀行的非利息收入還有較大的開發潛力。由于非利息收入業務存在穩定、安全和利潤率相對來說較高的優點，所以，發展非利息收入業務在降低銀行的運營風險方面起到重要的作用，也可以提高銀行的業績。因此，我國各商業銀行應該重視發展自身的非利息收入業務。

［1］魏世杰，倪旎，付忠名.非利息收入與商業銀行績效關系研究:基于中國40家銀行的經驗［J］.未來與發展，2010(2).

［2］王珊珊，王小雨.我國商業銀行非利息收入與績效的實證研究［J］.新財經，2011(10).

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