我國商業銀行桿杠率影響因素的實證研究

楊曉婷 李亞黛

摘 要：2008年金融危機后，我國銀監會根據巴塞爾協議三的相關規定加強了商業銀行的杠桿率監管。本文主要通過對商業銀行杠桿率的影響因素的實證研究，探討影響商業銀行杠桿率的主要因素。關鍵詞：商業銀行，杠桿率監管，杠桿率影響因素一、樣本的選取本文選取我國已上市的14家商業銀行作為分析對象，包括3家國有商業銀行（工商銀行、中國銀行、建設銀行）、8家全國性股份制商業銀行（交通銀行、中信銀行、招商銀行、平安銀行——原深發展、民生銀行、浦發銀行、興業銀行、華夏銀行、）以及3家城市商業銀行（北京銀行、南京銀行、寧波銀行）。鑒于我國商業銀行在很長時間內，其信息披露上存在問題，而是選擇了其余 14 家上市較晚的商業銀行作為分析對象，統計其2007-2015年面板數據。本文選取杠桿倍數作為被解釋變量，因為影響杠桿倍數的因素有很多，所以只選取了幾個比較重要的解釋指標。這些指標雖有一定的局限性，但由于其的可獲得性和重要性比起其他指標來說還是比較準確的。為了便于統計，銀行規模選的是百億元。 三、模型的構建本章的數據包括了橫截面 N（14 家上市商業銀行），時期 T（2007年至2015年）以及變量 K 三維信息，因此選擇面板數據模型來分析，考慮K 個經濟指標在 N 個截面成員以及 T 時期內的變動關系。本文從橫截面的角度來考慮，建立以下模型： yi=αi+xiβi+ui，i=1，2…n其中，yi 是T×1的被解釋變量向量，xi是T×K的解釋變量矩陣，yi和xi的各分量代表i家銀行的杠桿率、資本充足率、銀行規模等經濟指標時間序列，截面成員N為14家上市商業銀行。截距項αi和K×1的系數βi向量取值受不同個體的影響。ui是T×1的擾動項向量，并且滿足均值為0、方差

為的假定。四、實證檢驗 通過Hausman檢驗來選定模型是國定效應的還是隨機效應的。原假設：殘差項與解釋變量無關（建立隨機效應模型），備擇假設：殘差項與解釋變量相關（建立固定效應模型）。從下表可以看出，其P<0.05，所以拒絕原假設，即選擇建立固定效應模型。4、模型設定我們根據上面的檢驗設定固定效應的模型，具體形式為： I=1，2，3.......14 t=1，2，.......7運用GLS估計檢驗，估計結果如下：LEVit=（31.25-13.63）D1+（35.13-9.14）D2+（35.13-12.51）D3+（35.18-5.57）D4+（35.13-3，63）D5+（35.13-2.13）D6+（31.13-3.73）D7+（31.13-3.36）D8+（31.23+2.92）D9+（31.23-7.74）D10+（35.13-7.34）D11+（35.13-0.47）D12+（35.13+0.59）D13+（35.13+0.91）D14+0.052SIZEit-0.628CARit-7.489ROAit-1.134NLRit R2=0.809932 F=13.03453 DW=2.558851從上述的結果可以看出方程的R2的結果不錯，DW的結果也大于2，證明模型的擬合結果不錯。并且除了資本收益率，其他的變量均通過了5%的顯著性檢驗。五、結果分析從上式的結果可以看出，銀行規模與其杠桿倍數正相關。這是因為信息不對稱的關系，銀行規模越大，客戶在無法完全了解其信息的情況下，對大銀行的信任度較高，他們的資金就更容易存入大銀行。資本充足率與銀行杠桿率成負相關。銀行提高資本充足率，加強銀行審慎監管，擴大自有資本，從而降低了杠桿率。資本收益率對銀行的杠桿率影響并不顯著。主要原因可能有：一是本文選取的樣本數據不足，并不能完全準確的衡量出其杠桿率，使其回歸結果并不具有完全的代表性。二是近幾年，銀行受金融環境的影響，其投資選擇時更多的考慮外部環境，而不考慮內部因素，這不符合優序融資理論的分析。不良貸款率與杠桿率成負相關。銀行的不良貸款率越高，銀行收回貸款的風險越高，資產質量狀況就越差，經營風險越大，越少的采取高杠桿融資經營。參考文獻[1] 艾宏玲，邵懿文.銀行的高杠桿化經營與金融危機[J].東方企業文化？公司與產業.2010（5）：143-144.[2] 巴曙松，金玲玲.《巴塞爾協議Ⅲ》下的資本監管進程及其影響[J].資本與金融.2010（10）.[3] 范小云，王道平.巴塞爾Ⅲ在監管理論與框架上的改進：微觀與宏觀審慎有機結合.國際金融研究[J].2012（1）：63-71.作者簡介：楊曉婷（1992-），女，山西運城人，山西財經大學2015（金融學）學術碩士研究生，研究方向：商業銀行經營管理.李亞黛（1992-），女，山西霍州人，山西財經大學2015（金融學）學術碩士研究生，研究方向：證券投資.