綠色信貸對興業(yè)銀行盈利能力的影響實證研究

楊光祥 張翠蘭

摘 要：在專家學(xué)者研究理論的基礎(chǔ)上，以興業(yè)銀行的盈利能力為研究對象，結(jié)合綠色信貸業(yè)務(wù)的開展情況，選取興業(yè)銀行2006—2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明在短期內(nèi)綠色信貸和興業(yè)銀行的盈利能力呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：綠色信貸;興業(yè)銀行;盈利能利

文章編號：1004-7026（2019）20-0150-02 ? ? ? ? 中國圖書分類號：F832.4 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

隨著我國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，粗放的發(fā)展方式帶來很多環(huán)境問題，給人們的生活造成嚴(yán)重影響。為了改變粗放式發(fā)展帶來的后果，國家提出“可持續(xù)發(fā)展”戰(zhàn)略。要想合理調(diào)控高污染、高能耗產(chǎn)業(yè)的信貸規(guī)模，就要高度重視綠色信貸的開展。近幾年，商業(yè)銀行著力降低“兩高一剩”行業(yè)貸款余額直至退出，積極推動綠色信貸的發(fā)展[1]。

1 ?實證分析

1.1 ?指標(biāo)選取與變量設(shè)計

研究綠色信貸和興業(yè)銀行盈利能力的關(guān)系，選擇平均資產(chǎn)收益率作為衡量指標(biāo)，代表興業(yè)銀行的盈利能力，以綠色信貸余額衡量綠色信貸的規(guī)模。影響興業(yè)銀行盈利性的其他因素主要有銀行資本狀況和銀行資產(chǎn)質(zhì)量，選取核心資本充足率、不良貸款率作為衡量指標(biāo)。在變量設(shè)計上，被解釋變量是平均資產(chǎn)收益率（AROA），解釋變量是綠色信貸余額（GCB），控制變量是核心資本充足率（CCAR）和不良貸款率（NPLR）。

1.2 ?模型設(shè)定

選取興業(yè)銀行2006—2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型進(jìn)行分析。建立模型如下。

Y=β0+β1LNGCB+β2CCAR+β3NPLR+μ ? （1）

式中，Y（AROA）為被解釋變量，LNGCB表示解釋變量，CCAR（核心資本充足率）、NPLR為控制變量，β0是常數(shù)項，β1是解釋變量LNGCB的系數(shù)，β2、β3是控制變量CCAR、NPLR的系數(shù)，μ是隨機擾動項。

1.3 ?單變量相關(guān)性分析

在回歸分析前，為避免出現(xiàn)虛假回歸，需要對樣本進(jìn)行單變量相關(guān)性分析。通過相關(guān)性分析了解變量之間的關(guān)系，確保分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。利用Eviews軟件得到各變量的相關(guān)性分析，結(jié)果見表1。

結(jié)果顯示，被解釋變量Y（AROA）與解釋變量LNGCB和控制變量CCAR均存在正相關(guān)的關(guān)系，與NPLR存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且系數(shù)都相對較高。通過觀察可知，LNGCB與CCAR的相關(guān)系數(shù)為0.558 632，大于0.5，因此懷疑解釋變量和控制變量之間可能存在多重共線性。為避免因為多重共線性造成偽回歸，接下來對多重共線性進(jìn)行檢驗。

1.4 ?多重共線性檢驗

運用方差擴(kuò)大因子（VIF）檢驗法檢驗變量之間的多重共線性。通過Eviews軟件進(jìn)行解釋變量和控制變量的輔助回歸，利用VIF=1/（1-Rj^2）和TOL=1/VIF公式分別算出LNGCB、CCAR、NPLR對應(yīng)的VIF值、TOL（容忍值），結(jié)果見表2。

結(jié)果顯示，變量LNGCB、CCAR、NPLR的VIF值處于0～5，TOL（容忍值）都小于1，表明各變量之間沒有多重共線性的影響，不會因為多重共線性對回歸結(jié)果造成影響，可以直接進(jìn)行模型的檢驗與回歸。

1.5 ?平穩(wěn)性檢驗

選用時間序列數(shù)據(jù)，確保每個序列是平穩(wěn)序列，避免非平穩(wěn)對模型產(chǎn)生無效回歸，需要對原序列進(jìn)行單位根檢驗。選擇ADF檢驗法檢驗所有變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表3。

檢驗結(jié)果，原時間序列Y（AROA）、LNGCB、CCAR和NPLR在5%的置信水平下的ADF檢驗值和P值都通過檢驗，即原時間序列都是平穩(wěn)的，直接用原始數(shù)據(jù)就可以進(jìn)行回歸。

1.6 ?異方差性檢驗

為防止模型的參數(shù)估計值產(chǎn)生偏誤，需要對模型進(jìn)行異方差性檢驗。確保各個變量的顯著性檢驗有意義，能夠有效預(yù)測。利用Eviews軟件，通過White檢驗法檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲钚裕Y(jié)果見表4。

結(jié)果顯示，Obs×R-squared統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0.234 5，大于給定的顯著性水平α=0.05，因此不拒絕原假設(shè)，表明模型不存在White檢驗形式的異方差性，即回歸模型有效且存在意義。

1.7 ?回歸結(jié)果分析

在進(jìn)行以上分析和檢驗之后，可以確定最終的回歸結(jié)果，見表5。

由表5可知，整體方程通過F檢驗，擬合優(yōu)度較好。常數(shù)項的系數(shù)β0=0.508 206，解釋變量綠色信貸取對數(shù)（LNGCB）的系數(shù)β1=-0.011 103，控制變量核心資本充足率（CCAR）、不良貸款率（NPLR）的系數(shù)分別為β2=0.097 763、βa=-0.179 178，且在5%的顯著性水平下，各變量都通過顯著性檢驗。因此回歸方程可以表示為：

Y=0.508 206-0.011 103LNGCB+0.097 763CCAR-0.179 178NPLR+μ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

根據(jù)回歸方程得出結(jié)論，由于解釋變量綠色信貸余額取對數(shù)（LNGCB）的回歸系數(shù)為-0.011 103，說明在控制其他變量不變的條件下，綠色信貸（LNGCR）每增長1個單位，被解釋變量平均資產(chǎn)收益率（AROA）就會相應(yīng)地降低0.011 103個單位，這意味著綠色信貸與興業(yè)銀行的盈利能力之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]?；趯嵶C分析結(jié)果，興業(yè)銀行增加綠色信貸余額會降低銀行自身收益，這顯然和興業(yè)銀行利益最大化原則相違背。究其原因主要有以下3點。

（1）綠色信貸是一項相對較新的業(yè)務(wù)，政府相關(guān)部門的法律政策不健全，信貸管理機制和部門溝通體制不完善，發(fā)展不成熟。

（2）選取興業(yè)銀行2006—2017年的數(shù)據(jù)，樣本量少，因此對回歸分析顯示綠色信貸余額與興業(yè)銀行盈利能力呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)果有一定的影響。

（3）由于綠色信貸起步較晚，興業(yè)銀行剛開始開展綠色信貸時需要投入大量的經(jīng)營成本，導(dǎo)致自身的短期收益下降。雖然短期的實證分析和理論結(jié)果不一樣，但是從長遠(yuǎn)看，興業(yè)銀行不斷完善自身綠色信貸機制，加強信貸管理和風(fēng)險控制，平衡社會責(zé)任和銀行經(jīng)濟(jì)效益的關(guān)系，綠色信貸對興業(yè)銀行的盈利性影響將是積極的。

2 ?結(jié)論

通過綠色信貸對興業(yè)銀行盈利能力的影響進(jìn)行實證研究，研究結(jié)果顯示，短期內(nèi)綠色信貸余額的增加會降低興業(yè)銀行的盈利能力，這和綠色信貸業(yè)務(wù)有助于提高興業(yè)銀行盈利性的結(jié)果不同。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因主要有法律機制不完善、樣本量太少、短期成本與收益矛盾等。

參考文獻(xiàn)：

[1]洪雅.基于興業(yè)銀行淺析我國商業(yè)銀行發(fā)展綠色信貸的對策[D].哈爾濱：哈爾濱商業(yè)大學(xué)，2017.

[2]高宇虹.興業(yè)銀行發(fā)展綠色信貸業(yè)務(wù)分析[D].保定：河北金融學(xué)院.