資本充足率與銀行財務特征的面板格蘭杰因果關系分析

邵靜 劉慧俠

摘要：國內外銀行界和學術界普遍認為資本充足率對銀行有提高銀行穩定性、降低銀行收益、縮減信貸規模等作用，但實際結果并不完全如此。本文選用我國11家商業銀行2006年第1季度—2012年第4季度面板數據，運用面板格蘭杰檢驗法檢驗資本充足率對商業銀行的影響。結果表明，資本充足率是縮減信貸規模、提高資產組合質量、促使銀行改變經營模式的格蘭杰原因，對銀行盈利性的影響不確定，在降低銀行風險方面作用不明顯。

關鍵詞：資本充足率 銀行財務特征 格蘭杰因果分析

一、引言

目前，國際金融監管部門普遍認為資本充足率（CAR）是銀行資本監管的有效工具。2011年5月，我國銀監會參照《巴塞爾資本協議（Ⅲ）》中相關指標，對我國商業銀行CAR要求做了修訂，將系統重要性銀行和非系統重要性銀行的CAR分別提至11.5%和10.5%。毫無疑問，CAR在銀行資本監管中具有重要作用，但CAR的調整會引發一系列銀行財務指標發生變動，因此，研究CAR對銀行業乃至整個金融業都具重要意義。國內外學者對此多有研究，其中Fadzlan & Muzafar（2009）[1]認為CAR較高的銀行資產收益率也較高。Chami-Cosimano（2011） [2]認為提高資本充足性要求會導致信貸收縮。蔣健，趙洋（2012）[3]對我國36家商業銀行資本充足率與資產收益率回歸檢驗，發現資本充足率對提高銀行盈利能力有正的顯著作用。魏曉琴（2011）[4]認為CAR與商業銀行風險負相關。但已有文獻在實證研究卻存在以下問題：（1）現有回歸結果不足以說明CAR就是影響商業銀行財務指標變化的原因，格蘭杰因果檢驗法則能較好地反映兩個變量間因果關系。（2）實證檢驗結果對數據來源依賴性比較強，因此，不能單獨依靠單個財務指標反映銀行經營成果。本文選用多個財務指標，采用格蘭杰因果檢驗法檢驗CAR對銀行財務特征的影響。

二、實證分析

（一）變量選取與數據來源

為研究CAR對銀行財務特征的影響，本文從盈利性、風險、信貸規模、資產組合質量、經營模式等5個方面進行探討，各變量具體定義見表1。以11家資產規模較大的上市商業銀行為樣本，包括4家大型商業銀行和7家股份制商業銀行，分別為中行、工行、建行、交行、華夏銀行、民生銀行、平安銀行、浦發銀行、興業銀行、招行、中信銀行。樣本區間選取2006年第1季度至2012年第4季度，共28個時間序列308個面板數據，數據來源于CCER數據庫。

表1 變量定義

（二）面板數據的協整檢驗

使用Johansen—Fisher面板協整檢驗法計算面板數據中沒有確定性趨勢、協整方程中有截距的模型，選用Pedroni方法分析資本充足率與銀行財務指標間是否有協整關系存在。表3為eviews6.0軟件對7種協整關系的分析結果。

表2面板協整檢驗結果

分析結果可以看出，panel v 檢驗結果roa、roe、ldr、wra_ta、rorwa未通過檢驗，其他變量均通過；Group r檢驗中roa、roe、ldr、nl_ta未通過檢驗，其他變量為均通過；Panel r、Panel PP、Panel ADF、Group PP、Group ADF檢驗的概率值都表明car與10個財務指標間有協整關系，因此，可認為car與10個財務指標之間存在長期穩定的協整關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

car與10個財務指標之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需依賴協整方程來判斷。面板數據建立協整方程前，先要確定回歸模型，選用固定效應模型還是隨機效應模型。通過Hausman檢驗，得知以car為被解釋變量roe、ldr、nl_ta、npl、wra_ta、Δloan為解釋變量的方程與以car為解釋變量roa、roe、ldr、nl_ta、wra_ta、rorwa為解釋變量的方程接受原假設而建立隨機模型，其他變量均需建立固定模型。

回歸模型確定后，結合原假設Hi，對每個變量分別構建隨機效應模型或固定效應模型，以確定car與變量間的協整關系：

無約束回歸模型：

約束回歸模型：

同理，對原假設Hi*，構建如下模型：

無約束回歸模型：

約束回歸模型：

用eviews6.0對這11個變量44個回歸方程進行擬合。表5可以看出，變量roa、roe、ldr、npl、Δloan、llr、noinac與car的回歸系數P值顯著小于0.1，表明car與10個變量間存在穩定的長期格蘭杰因果關系。銀行roa、Δloan以及noinac與car互為格蘭杰因果關系；ldr、npl的變化是car變化的原因，反向因果關系不存在；car是銀行roe、llr、加權rorwa的格蘭杰原因，反向因果關系不成立。

具體而言，盈利性方面，roa與car互為格蘭杰因果關系，表明二者互為長期發展變化原因，α系數則顯示roa每提高1%，car增加0.29535%，car每提高1%，roa又會增加0.04%，相互作用逐漸加強；但是roe與car只存在單向格蘭杰因果關系，car為解釋變量的α系數為-0.28，表明car是降低roe的長期原因，是削弱股東權益的長期因素之一。經營風險方面，ldr、npl的提高都會降低car，但car不是ldr、npl變化的長期原因；nl_ta、wra_ta與car不存在任何方向上的格蘭杰因果關系。信貸規模方面，Δloan與car存在雙向格蘭杰因果關系，Δloan的提高一定程度上會提高car，α系數非常小，表明這種促進作用非常弱，Δloan每增加1%，car僅提高0.001364%；反向格蘭杰因果關系則顯示car的提高會導致銀行信貸規模收縮，而且這種影響比較大，car每提高1%，Δloan率降低1.16%，表明高car是導致銀行信貸規模收縮的長期原因。銀行資產組合質量方面，car的提高是促使銀行資產組合質量趨好的格蘭杰原因，表明car是提高銀行資產組合質量的長期原因，從α系數可以看出，表明car每提高1%，銀行llr提高0.012%。經營模式方面，noinac與car互為格蘭杰原因，car為被解釋變量時，回歸式α系數為0.006，表明noinac每增加1%，car增加0.605016%，car為解釋變量時，回歸式α系數為0.006，表明car每增加1%，noinac增加0.006%；car的提高會增加rorwa率，但反向格蘭杰因果關系不存在。

表3 協整方程估計結果

注釋：“正向格蘭杰檢驗”指car為解釋變量的格蘭杰檢驗；“反向格蘭杰檢驗”指car為被解釋變量。

三、結論

本文利用面板格蘭杰因果關系檢驗法對我國11家商業銀行2006年第1季度至2012年第4季度間資本充足率與銀行財務特征之間關系進行檢驗，得到如下結論：

1. 面板協整關系檢驗結果顯示，資本充足率與銀行財務特征間具有長期相關性。表明他們之間具有密切的長期均衡穩定關系，資本充足率要求的改變將會對銀行業乃至整個金融體系未來發展產生重要影響。因此，金融監管當局在使用資本充足率工具時應著眼于長遠的銀行發展目標，審慎使用。

2. 面板格蘭杰因果關系檢驗結果顯示，提高資本充足率可增加銀行總資產收益率、改善資產組合質量（間接降低了銀行倒閉風險）、提高非利息收入占利息收入比重以及加權風險資產收益率，意味著提高資本充足率要求可促進銀行改善資產質量、改變經營模式，促進金融創新。與歐美等發達國家相比，我國金融管制比較明顯，嚴重制約著國內金融業發展。在以金融創新求發展的國際經濟大環境下，通過提高資本充足率要求、促進銀行業金融創新，對提高我國金融業的國際市場競爭地位具有重要意義。但這種資本充足率要求不能過高，高資本充足率要求會降低凈資產收益率，削弱股東權益，影響股東經營發展積極性。

總之，資本充足率雖然會提高銀行總資產利潤率、貸款增長率、資產組合質量，促使銀行金融創新，對銀行長期經營發展具有積極作用，但一定程度上也使未來股東權益受到威脅。制定長期經濟發展目標，在不損害股東權益的同時，合理利用資本充足率工具調控以銀行業為核心的金融經濟，對促進國民經濟健康發展具有重要作用。

參考文獻：

[1]Fadzlan， S. & Muzafar， S.， Bank specific and macroeconomic determinants of bank profitability： Empirical evidence from the China banking sector[R]. Beijing： Front. Econ.

[2]Charmi， R. and T. Cosimano. Monetary Policy with a Touch of Basel[R]. IMF Working Paper， 2011， 1.

[3]蔣健，趙洋.商業銀行資本充足率、股權結構與盈利能力—基于我國商業銀行的實證研究[J].貴州財經學院學報，2012[1]：33—38.

[4]魏曉琴，張娜，叢紅媛.我國商業銀行資本充足率與風險資產關系研究[J].金融發展研究，2011（12）：63—66.