商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)研究
——基于非平穩(wěn)面板協(xié)整模型*

趙 昕 潘艷艷 鄭 慧

(中國海洋大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266100)

一、引言

全球性金融危機之后，銀行業(yè)在起伏波動的宏觀經(jīng)濟和行業(yè)環(huán)境中摸索前行。面對越來越逼近的利率市場化改革，商業(yè)銀行的存貸利差和利潤空間將受到壓縮，加上新的資本充足率監(jiān)管的要求和與日俱增的行業(yè)競爭壓力，一些國家和地區(qū)的商業(yè)銀行已經(jīng)開始調(diào)整自己的經(jīng)營戰(zhàn)略。譬如，在美國許多銀行已經(jīng)開始由傳統(tǒng)的信貸業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)向諸如手續(xù)費、傭金、貿(mào)易收入等產(chǎn)生非利息收入的業(yè)務(wù)。[1]歐盟銀行業(yè)非利息收入也出現(xiàn)大幅度增加。[2]我國商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)亦發(fā)生了變化，非利息收入占營業(yè)收入的比重有所提高。

關(guān)于商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)的研究，國內(nèi)外學者取得了一些成果。Rogers K.E.認為，隨著銀行非傳統(tǒng)型業(yè)務(wù)的擴大，在衡量銀行經(jīng)營效率時需將非傳統(tǒng)性業(yè)務(wù)收入計算在內(nèi)，用凈非利息收入作為該類業(yè)務(wù)的衡量數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)整個銀行業(yè)會產(chǎn)生比之前更大的收益效應(yīng)。[3]DeYoung和Ro1and、Stiroh從風險角度否認了收入結(jié)構(gòu)多樣性的正效應(yīng)，認為非利息收入的波動性可能導致銀行風險的加劇。[4-5]王菁等通過實證檢驗了銀行非利息收入與股權(quán)收益率之間存在顯著且穩(wěn)定的負相關(guān)關(guān)系。[6]張兆杰和汪泓分析了美國商業(yè)銀行非利息收入的作用與特點。[7]Calmès Christian和Liu Ying選取1980、1990、2000年加拿大銀行資產(chǎn)負債表為樣本范圍，探討銀行收入結(jié)構(gòu)的變化，認為隨著政府對銀行放松監(jiān)管的趨勢加強，非利息收入所占比重越來越大。[8]本文基于四大國有商業(yè)銀行2003-2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對收入結(jié)構(gòu)的盈利成長性效應(yīng)進行了實證檢驗。

二、商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)和盈利成長性比較分析

收入結(jié)構(gòu)是指一定時期內(nèi)經(jīng)營主體所取得的營業(yè)收入中不同業(yè)務(wù)收入的構(gòu)成情況。從傳統(tǒng)業(yè)務(wù)與非傳統(tǒng)業(yè)務(wù)的角度來看，商業(yè)銀行的營業(yè)收入主要包括利息收入和非利息收入。因此，商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)是指商業(yè)銀行營業(yè)收入中利息收入和非利息收入的比重與份額。

在我國，利息收入作為商業(yè)銀行的傳統(tǒng)收入來源，一直在收入結(jié)構(gòu)中占據(jù)主導地位，非利息收入在營業(yè)收入中的比重雖有所提高，但仍無法與之抗衡，從這個角度來講，商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)的變化主要體現(xiàn)于非利息收入在營業(yè)收入中比重的提高。我國四大國有商業(yè)銀行非利息收入占比的情況如圖1所示。2003-2011年，四大國有商業(yè)銀行的非利息收入占比在2005年和2006年短暫小幅下降之后，總體上呈現(xiàn)上升態(tài)勢。截至2011年末，中國銀行、建設(shè)銀行、工商銀行和農(nóng)業(yè)銀行的非利息收入占比分別達到30.50%、23.74%、23.66%和18.67%。由此可見，在四大國有商業(yè)銀行的收入結(jié)構(gòu)中非利息收入的份額在波動中逐步上升。

圖1 2003-2011年四大國有商業(yè)銀行非利息收入占比*數(shù)據(jù)來源于2003-2011年四大國有商業(yè)銀行年報。

從盈利成長能力來看，目前應(yīng)用較為廣泛的衡量銀行盈利成長性的指標是資產(chǎn)收益率。資產(chǎn)收益率(ROA)等于凈利潤與總資產(chǎn)的比值，是銀行運用其全部資產(chǎn)獲利能力的集中體現(xiàn)。2003-2011年，四大國有商業(yè)銀行的資產(chǎn)收益率總體處于上升趨勢，但也存在個體差異。工商銀行和建設(shè)銀行盈利成長能力高于中國銀行和農(nóng)業(yè)銀行。同時，各銀行盈利成長能力的變化速度差異較大，中國銀行和工商銀行盈利成長能力水平變動較為穩(wěn)定，但農(nóng)業(yè)銀行在2007年前后發(fā)生較大變化。這為本文接下來的實證分析提供了現(xiàn)實依據(jù)。

圖2 2003-2011年四大國有商業(yè)銀行資產(chǎn)收益率*數(shù)據(jù)來源于2003-2011年四大國有商業(yè)銀行年報。

三、商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)檢驗

(一)指標體系構(gòu)建

1、指標選取

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)測度需要盈利成長性和收入結(jié)構(gòu)兩類指標。本文綜合考慮變量的典型性、代表性，以及數(shù)據(jù)的可得性，選取商業(yè)銀行的資產(chǎn)收益率(ROA)作為盈利成長性指標。收入結(jié)構(gòu)指標需要通過銀行營業(yè)收入的組成部分在份額上的變化來體現(xiàn)收入的多樣性，對于銀行而言，收入結(jié)構(gòu)中最重要的組成部分是凈利息收入和非利息收入，基于此，構(gòu)建收入結(jié)構(gòu)多樣化指標DIV：*該指標構(gòu)建方法參考Stiroh于2006年提出的衡量收入結(jié)構(gòu)變動的收入多樣化指標。

(1)

因為WNET+WNON=1，所以(1)式可以寫成：

(2)

以上收入結(jié)構(gòu)指標的構(gòu)建體現(xiàn)了商業(yè)銀行收入渠道的變化，當WNON=0或1時，DIV=0，即銀行的收入渠道單一化；當WNON=0.5時，DIV=0.5，說明在銀行收入中，凈利息收入和非利息收入各占一半，此時代表收入的完全多樣化。

2、樣本數(shù)據(jù)來源

鑒于四大國有商業(yè)銀行在業(yè)務(wù)規(guī)模和我國金融市場中的引導與示范地位，本文以四大國有商業(yè)銀行2003-2011年的年度數(shù)據(jù)為樣本。數(shù)據(jù)全部來源于四大國有銀行公布的2003-2011年的公司年報。由于直接來自公司年報的數(shù)據(jù)真實可靠，保證了樣本數(shù)據(jù)的嚴謹性和準確性。

(二)非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建

由于商業(yè)銀行盈利與收入等經(jīng)濟變量本身的非平穩(wěn)性，本文在研究商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)時將采用非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型。非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)計量方法由面板單位根和面板協(xié)整方法兩部分構(gòu)成。面板單位根檢驗及面板協(xié)整檢驗克服了小樣本條件下傳統(tǒng)面板分析法的局限，使分析結(jié)果能更好地反映變量間的實際關(guān)系和動態(tài)互動效應(yīng)。

根據(jù)對截距項和解釋變量系數(shù)的不同限制，可以將面板數(shù)據(jù)模型分為混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型?；旌匣貧w模型、變截距模型和變系數(shù)模型形式依次如式(3)、(4)、(5)所示：[9](P287)

yit=α+β1x1it+β2x2it+…+βkxkit+uit(i=1,2,…,N，t=1,2,…,T)

(3)

yit=αi+β1x1it+β2x2it+…+βkxkit+uit(i=1,2,…,N，t=1,2,…,T)

(4)

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+uit(i=1,2,…,N，t=1,2,…,T)

(5)

同時，對于變截距模型和變系數(shù)模型，根據(jù)個體影響的不同形式，又可以分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。[9](P287)由此可見，在采用面板協(xié)整模型進行經(jīng)濟分析時，首先應(yīng)進行模型形式和效應(yīng)的檢驗與選擇，在模型形式確定的情況下才能進行下一步的研究。相應(yīng)地，對于本文而言，可能的模型有(6)、(7)、(8)三種，而具體哪一個模型合適，要通過檢驗得知。

ROAit=α+βDIVit+uit(i=1,2,3,4;t=1,2,…,9)

(6)

ROAit=αi+βDIVit+uit(i=1,2,3,4;t=1,2,…,9)

(7)

ROAit=αi+βiDIVit+uit(i=1,2,3,4;t=1,2,…,9)

(8)

(三)實證檢驗

1、面板單位根檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前需要對變量進行單位根檢驗。面板單位根檢驗分為同質(zhì)單位根檢驗(LLC檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗)與異質(zhì)單位根檢驗(IPS檢驗、Fisher—ADF檢驗和Fisher—PP檢驗)。[9](P319-320)結(jié)合本文研究的樣本數(shù)據(jù)，單位根檢驗的結(jié)果如表1所示。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果可知，資產(chǎn)收益率ROA序列和收入結(jié)構(gòu)多樣化指標DIV序列是不平穩(wěn)的，一階差分之后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，因此，二者皆為一階單整序列，可能存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

2、協(xié)整檢驗

本文采用Pedroni面板協(xié)整檢驗方法來研究商業(yè)銀行盈利成長性與收入結(jié)構(gòu)之間是否存在長期均衡關(guān)系。根據(jù)數(shù)據(jù)的不同生成過程，Pedroni曾提出當樣本期較短(小于20)時，統(tǒng)計量Panel v和Group PP的檢驗效果較差，而統(tǒng)計量Panel ADF和Group ADF的檢驗效果最好。本文研究的時間跨度為9年，故我們主要依據(jù)Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果，其余5個統(tǒng)計量僅作為參考。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

面板協(xié)整檢驗結(jié)果表明，Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計量均在1%顯著性水平下拒絕“沒有協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。因此，國有商業(yè)銀行的收入結(jié)構(gòu)和盈利成長性兩個面板數(shù)據(jù)均通過了Pedroni面板協(xié)整檢驗，表明收入結(jié)構(gòu)和盈利成長水平之間存在長期均衡關(guān)系。

3、模型選擇與設(shè)定

非平穩(wěn)面板模型的選擇首先要確定收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)檢驗適用于混合回歸模型、變截距模型還是變系數(shù)模型，然后確定其效應(yīng)形式是隨機效應(yīng)亦或是固定效應(yīng)。前者運用協(xié)方差分析檢驗，后者運用Hausman檢驗。

(1)模型形式的確定——協(xié)方差分析檢驗

對于含有N個截面成員的面板數(shù)據(jù)模型：

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+…+βkixkit+uit(i=1,2,…,N，t=1,2,…,T)

(5)

檢驗的原假設(shè)有如下兩個：

H0：模型中的解釋變量系數(shù)對于所有的截面成員都是相同的，但截距項不同，即該模型為變截距模型。

相應(yīng)地構(gòu)造如下兩個F統(tǒng)計量：

(9)

(10)

其中，N是截面成員個數(shù)，T是每個截面的樣本觀測時期數(shù)，k是非常數(shù)項解釋變量的個數(shù)，S1、S2、S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型和混合回歸模型的回歸殘差平方和。在原假設(shè)成立的條件下，統(tǒng)計量F1、F2分別服從特定自由度的F分布。[9](P316-317)

(2)固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)比較檢驗——Hausman檢驗

根據(jù)收入結(jié)構(gòu)指標和盈利成長性指標的樣本數(shù)據(jù)，Hausman檢驗的結(jié)果如表3和表4所示。

表3 Hausman檢驗結(jié)果

由表3可知，檢驗統(tǒng)計量等于0.4459，其概率值P為0.5043，因此不能拒絕原假設(shè)，即認為固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)沒有實質(zhì)差異。同時，由表4亦可以看出，固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)變量參數(shù)估計結(jié)果差別不大。

表4 固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)變量參數(shù)估計結(jié)果比較

4、協(xié)整方程估計

經(jīng)過以上檢驗可以發(fā)現(xiàn)，對于商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)盈利成長性效應(yīng)的分析，采用固定效應(yīng)的變截距模型是合適的。接下來進行協(xié)整方程的估計，為了排除異方差的干擾，本文采用截面加權(quán)法 CSW(Cross-section Weight)。實證結(jié)果如表5和表6所示。

由表5可知，收入結(jié)構(gòu)多樣化變量的參數(shù)估計值為0.0239，其t檢驗統(tǒng)計量為6.92，概率值為0，說明國有商業(yè)銀行的收入結(jié)構(gòu)對盈利成長性的解釋是顯著且有效的。具體而言，收入多樣化程度每提高1%，國有商業(yè)銀行的資產(chǎn)收益率將提高2.4%。因此，從長期來看，更加多樣化的收入結(jié)構(gòu)對國有商業(yè)銀行的盈利成長具有正的效應(yīng)。

表5 協(xié)整方程估計結(jié)果

變截距模型假定四個截面主體的收入結(jié)構(gòu)的盈利成長性效應(yīng)是相同的。但是，從截面數(shù)據(jù)序列估計結(jié)果來看(見表6)，四大國有商業(yè)銀行自發(fā)盈利成長能力水平對平均值的偏離較為顯著，偏離最高的是建設(shè)銀行，偏離值為0.003363，工商銀行次之，為0.001765，農(nóng)業(yè)銀行偏離值最小為-0.003589。由此可見，在四大國有商業(yè)銀行中，建設(shè)銀行的自發(fā)盈利成長能力最強，農(nóng)業(yè)銀行的自發(fā)盈利成長能力最弱；居于中間的依次為工商銀行和中國銀行。

表6 截面固定效應(yīng)序列結(jié)果

四、結(jié)論

本文在商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)比較分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合四大國有商業(yè)銀行2003-2011年非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，對商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)的盈利成長性效應(yīng)進行了定量評價。面板協(xié)整回歸結(jié)果表明，四大國有商業(yè)銀行的盈利成長性與收入結(jié)構(gòu)多樣化呈正相關(guān)關(guān)系，收入多樣化程度每提高1%，國有商業(yè)銀行的資產(chǎn)收益率將提高2.4%。究其原因主要有以下兩點：第一，收入結(jié)構(gòu)的調(diào)整使國有商業(yè)銀行多年來積累的渠道和資源優(yōu)勢得到更好的發(fā)揮，非利息收入等非傳統(tǒng)業(yè)務(wù)的開展為商業(yè)銀行開辟了新了盈利增長點；第二，多樣化業(yè)務(wù)搭配組合降低了盈利成長過程中的成本與損失，對銀行盈利的成長起到了穩(wěn)定與支持作用。而從截面數(shù)據(jù)序列估計結(jié)果來看，各個銀行自發(fā)盈利成長能力水平對平均值的偏離差異較為顯著。在四大國有商業(yè)銀行中，建設(shè)銀行的自發(fā)盈利成長能力最強，農(nóng)業(yè)銀行的自發(fā)盈利成長能力最弱；居于中間的依次為工商銀行和中國銀行。究其原因，以農(nóng)業(yè)銀行為例，人員和機構(gòu)網(wǎng)點數(shù)量的優(yōu)勢并未轉(zhuǎn)化為增強盈利成長能力的有利資源，反之，低效的勞動密集型業(yè)務(wù)收入無法彌補日益增加的管理費用和人力成本。

在全球化不斷推進和金融業(yè)競爭日趨激烈的形勢下，國有商業(yè)銀行欲穩(wěn)固其在行業(yè)競爭格局中的地位并在壓力中繼續(xù)前行，在收入結(jié)構(gòu)的調(diào)整與改革中應(yīng)重點把握以下幾點：第一，充分發(fā)揮已有的規(guī)模和資源優(yōu)勢，不斷推進產(chǎn)品創(chuàng)新，提高非傳統(tǒng)業(yè)務(wù)服務(wù)質(zhì)量，以更加多樣化的產(chǎn)品豐富收入結(jié)構(gòu)的構(gòu)成要素；第二，提高資源利用效率，正確處理收入結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中的成本與收益的關(guān)系，通過收入結(jié)構(gòu)調(diào)整為銀行創(chuàng)造持續(xù)穩(wěn)定的收入來源；第三，完善商業(yè)銀行組織管理，建立健全非傳統(tǒng)業(yè)務(wù)的組織體系和工作機制，為收入結(jié)構(gòu)的改革提供良好的組織與制度保障。

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