信用衍生品與商業(yè)銀行經(jīng)營表現(xiàn)

1、信用衍生品品與商業(yè)銀銀行經(jīng)營表表現(xiàn)基于美美國市場(chǎng)面面板數(shù)據(jù)的的實(shí)證分析析 【作者簡介介】：王晉晉忠（19969），男重重慶人，西西南財(cái)經(jīng)大大學(xué)金融學(xué)學(xué)院副教授授，博士。研究方向向：金融工工程、商業(yè)業(yè)銀行經(jīng)營營管理。劉國泰（11984），男，貴貴州畢節(jié)人人，西南財(cái)財(cái)經(jīng)大學(xué)金金融學(xué)院22006級(jí)級(jí)研究生。研究方向向：商業(yè)銀銀行經(jīng)營管管理。通訊地址：四川省成成都市光華華村街555號(hào)西南財(cái)財(cái)經(jīng)大學(xué)（光光華校區(qū)）金金融學(xué)院。郵編：61100744聯(lián)系電話：1340086266062（劉劉） 1366682888894（王王）E-maiil:lggt84337 信用衍生品品與商業(yè)銀銀行經(jīng)營表表現(xiàn)基于美美國

2、市場(chǎng)面面板數(shù)據(jù)的的實(shí)證分析析王晉忠 劉國泰 （西南財(cái)財(cái)經(jīng)大學(xué)金金融學(xué)院，四川 成都，610074）摘要：信用用衍生品自自上世紀(jì)990年代出出現(xiàn)以來，發(fā)發(fā)展迅速，對(duì)對(duì)商業(yè)銀行行的經(jīng)營管管理產(chǎn)生深深刻的影響響。本文基基于美國市市場(chǎng)的數(shù)據(jù)據(jù)，利用面面板數(shù)據(jù)單單位根檢驗(yàn)驗(yàn)、協(xié)整檢檢驗(yàn)和誤差差修正模型型等針對(duì)信信用衍生品品對(duì)兩類銀銀行的經(jīng)營營表現(xiàn)進(jìn)行行對(duì)比實(shí)證證研究，結(jié)結(jié)果表明，信信用衍生品品長期內(nèi)對(duì)對(duì)主導(dǎo)型銀銀行的收益益水平和適適度參與銀銀行的信貸貸規(guī)模產(chǎn)生生影響，短短期內(nèi)的影影響則不顯顯著。在此此基礎(chǔ)上對(duì)對(duì)我國發(fā)展展信用衍生生品提出了了相關(guān)的政政策建議。關(guān)鍵詞：信信用衍生品品；盈利水平平；信貸規(guī)模模

3、；面板數(shù)數(shù)據(jù)；實(shí)證證分析中圖分類號(hào)號(hào)：F833 文獻(xiàn)獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A The eeffecct off Creedit Deriivatiives on bbanks opeeratiions A PPanell Datta meethodd apppliedd to the USA markketAbstrract: Thiis paaper is tto asssesss thee efffect of CCrediit Deerivaativees onn thee commmerccial bankks inn terrms oof ROOA annd thhe sccale of ccr

4、ediit. TThe eempirricall ressearcch waas baased on tthe ddata seleectedd froom thhe 144 bigggestt bannks iin Ammericcan CD markket oover 2004420077. Thhe cooncluusionn reaads tthat onlyy in the longgrun can CD rremarrkablle innflueent RROA aand ccrediit sccale of bboth two kindds baanks wherreas its

5、 effeect iin shhort-termm is neglligibble.Wang Jinzzhongg LLiu GGuotaai(Finaance Colllege, C Soutthwessternn Uniiverssity of FFinannce aand EEconoomicss, Chenndu, Chinna, 66100774)Key wwordss: Crreditt Derrivattivess;ROAA;Creedit-Scalles;PPanell datta;Emmpiriical Reseearchh前言信用衍生品品（Creedit Deriivati

6、ives，CD）是指指從基礎(chǔ)資資產(chǎn)上剝離離、轉(zhuǎn)移信信用風(fēng)險(xiǎn)的的一種雙邊邊的金融合合約安排，依據(jù)約定的信用事件發(fā)生與否轉(zhuǎn)移約定的現(xiàn)金流，從而使得參照資產(chǎn)信用風(fēng)險(xiǎn)從眾多風(fēng)險(xiǎn)中獨(dú)立出來并轉(zhuǎn)移給交易對(duì)手。 ISDA.ISDA 2003 Credit Derivatives Definitions N . ISDA網(wǎng)站：/,2003.自20世紀(jì)90年代中期以來,CD發(fā)展迅速，其全球交易量從1996年的0.18萬億美元增長到2006年的20.12萬億美元。數(shù)據(jù)來源:BBA. Credit Derivatives Report 2006R. British Bankers Association：2006.

7、12.作為CD市市場(chǎng)的主要要參與者以以及在社會(huì)會(huì)經(jīng)濟(jì)中舉舉足輕重的的地位，信信用衍生品品對(duì)商業(yè)銀銀行經(jīng)營所所帶來的影影響歷來就就受到廣泛泛的關(guān)注。文獻(xiàn)綜述總的來說， CD對(duì)商商業(yè)銀行既既有積極意意義也有消消極影響。 就積極意意義來說：王瓊，陳堅(jiān)堅(jiān)定王瓊.陳堅(jiān)定 信用衍生品價(jià)值分析及其市場(chǎng)功效研究J.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2005(3):71-75.指出了了CD分離信信用風(fēng)險(xiǎn)、解決不良良資產(chǎn)和“信貸悖論論”上的功效。Smitthsonn（20033） Smithson, Charles. Credit Portfolio ManagementJ. Hoboken, 2003.New Jersey: W

8、iley指出CD改變了了商業(yè)銀行行依靠兼并并和收購來來分散信用用風(fēng)險(xiǎn)的策策略，在降降低風(fēng)險(xiǎn)暴暴露的同時(shí)時(shí)避免了破破壞客戶關(guān)關(guān)系；Krrosznner （20077） David Mengle. Credit Derivatives: An OverviewR. Head of Research International Swaps and Derivatives Association 2007 Financial Markets Conference, Federal Reserve Bank of Atlanta May 15, 2007.指出CD增加了了信用市場(chǎng)場(chǎng)的透明度度，有助于于信

9、用風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)的價(jià)格發(fā)發(fā)現(xiàn)并提高高定價(jià)效率率；趙征趙征.信用衍生工具品種特色與效率貢獻(xiàn)J.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào),2004 (2):75-80.認(rèn)認(rèn)為CD具具有擴(kuò)大信信用保護(hù)范范圍、動(dòng)態(tài)態(tài)管理信用用風(fēng)險(xiǎn)、建建立信用風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)機(jī)制、完善善信用風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)定價(jià)機(jī)制制等微觀、宏觀效率率。尹灼（22005）尹灼. 信用衍生工具與風(fēng)險(xiǎn)管理M.北京：社會(huì)科學(xué)出版社, 2005.3:225-232.認(rèn)為我國商業(yè)銀行可以建立基于CD的積極信貸組合風(fēng)險(xiǎn)管理。就消極影響響來說， Joinnt Maarkett Praacticces FForumm（20033) Joint Market Practices Forum 20

10、03.Statement of Principles and Recommendations Regarding the Handling of Material Nonpublic Information by Credit Market Participants N/OL.(2005-1-12) 2008-4-09. /press/press011205.pdf.指出信信息的不對(duì)對(duì)稱會(huì)使CCD定價(jià)偏偏差、降低低市場(chǎng)效率率。Pleenderr(20006) Plender, John. The Credit Business is More Perilous than EverJ. Fina

11、ncial Times, October 13, 2006. 指出道德德風(fēng)險(xiǎn)可能能使CD增加市市場(chǎng)整體的的風(fēng)險(xiǎn)水平平。IMFF（20006） International Monetary Fund . Global Financial Stability ReportR. April 2006.指出出CD將信信用風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)移到相對(duì)對(duì)缺乏經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)投資者身身上，增加加了潛在的的不穩(wěn)定性性，投資者者對(duì)高收益益的追求也也會(huì)聚集大量量的信用風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)；Allan DD. Moorrisson Alan D. Morrison. Credit derivatives: Disintermediation and

12、investment decisions. Journal of Business, 2005, vol.78, No.2認(rèn)為為CD會(huì)加劇劇“脫媒”現(xiàn)象從而而損失福利利。我國學(xué)學(xué)者認(rèn)為信信用衍生工工具的使用用也會(huì)帶來來交易對(duì)手手風(fēng)險(xiǎn)、操操作風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)營性風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)、法律律風(fēng)險(xiǎn)等。于研.信用衍生工具中存在的估價(jià)障礙和風(fēng)險(xiǎn)分析J. 財(cái)經(jīng)研究, 2003 (4),42-47.問題的提出出規(guī)范性的研研究表明信信用衍生品品對(duì)商業(yè)銀銀行的影響響利弊互現(xiàn)現(xiàn)，但如果果要將這種種利弊具體體量化，做做出更直觀觀的認(rèn)識(shí)和和評(píng)價(jià)，那那么經(jīng)驗(yàn)性性的研究就就更有優(yōu)勢(shì)勢(shì)， Grregorry R. Dufffee and Chu

13、nnshenng ZhhouGordon Delianedis, Rober Ceske. Credit Risk and Risk Neutral Default Probabilities: Information About Migrations and Defaults J.Anderson Graduate School of Management, 1998(5):162186.很早早就指出了了這一點(diǎn)。國外學(xué)者者的實(shí)證研研究比較豐豐富，如JJorgee A. and li(22006) Jorge A. cahan-lau, and Li Lian Ong, The Credit

14、Risk Transfer Market and Stability Implications For U.K Financial InstitutionsR.IMF working Paper 2006, No. 06/139.、紐約聯(lián)邦邦儲(chǔ)備銀行行 Beverly Hirtle. Credit Derivatives and Bank Credit Supply R. Federal Reserve Bank of New York Staff Reports, February 2007:No.276.（20007）。而我國國的相關(guān)研研究就比較較貧乏。另一方面，面面對(duì)當(dāng)前信信用衍生品品的

15、日新月月異的發(fā)展展，我國的的商業(yè)銀行行是選擇觀觀望還是采采取恰當(dāng)?shù)牡牟呗匀⑴c，也是是迫切需要要回答的問問題。本文文的研究目目的在于通過對(duì)對(duì)美國這一一典型市場(chǎng)場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證證研究，從從兩方面來來考察CDD對(duì)商業(yè)銀銀行產(chǎn)生的的影響并提出出相應(yīng)的政政策建議：信用衍生品品是否能對(duì)對(duì)商業(yè)銀行行的盈利水水平產(chǎn)生顯顯著影響。信用衍生品品是否會(huì)顯顯著引發(fā)商商業(yè)銀行的的信用擴(kuò)張張，信貸敞敞口的變化化顯然關(guān)系系到商業(yè)銀銀行的風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)水平的變變化。研究設(shè)計(jì)指標(biāo)、樣本本和數(shù)據(jù)變量選取對(duì)于因變量量，本文選選取資產(chǎn)收收益率ROOA，即凈凈收益占總總資產(chǎn)的比比例來衡量量商業(yè)銀行行的經(jīng)營盈盈利水平；選取貸款款余額占總總資產(chǎn)的比

16、比例LA來衡量量商業(yè)銀行行的信貸規(guī)規(guī)模。對(duì)于自變量量，選取商商業(yè)銀行信信用衍生工工具的交易易量與總資資產(chǎn)的比重重CA來衡量量信用衍生生品的交易規(guī)模模。另外，選選取幾個(gè)可可能對(duì)因變變量產(chǎn)生影影響的因素素作為控制制變量：商商業(yè)銀行總總的衍生產(chǎn)產(chǎn)品交易規(guī)規(guī)模TA，為衍衍生產(chǎn)品交交易量與總總資產(chǎn)的比比例、商業(yè)業(yè)銀行的權(quán)權(quán)益資本比比例EA、銀行的壞壞賬沖銷規(guī)規(guī)模NCOO，為壞賬賬沖銷占貸貸款總量的的比例、銀行的資資產(chǎn)規(guī)模LLNT，為為樣本銀行行總資產(chǎn)的的自然對(duì)數(shù)數(shù)。樣本和數(shù)據(jù)據(jù)本文以美國國衍生品市市場(chǎng)最活躍躍的14家銀行行作為樣本本，選取了了它們?cè)?0044年至20007年16個(gè)季度度的相關(guān)指指標(biāo)進(jìn)行面

17、面板數(shù)據(jù)研研究。該時(shí)時(shí)期信用衍衍生品飛速速發(fā)展的時(shí)時(shí)期，樣本本銀行的名名義交易量量占市場(chǎng)總總量的比率率一直保持持在95%以上上，具有代代表性。另另外，考慮慮到樣本銀銀行在CDD交易量方方面差異巨巨大以及市市場(chǎng)參與動(dòng)動(dòng)機(jī)和角色色方面的顯顯著差異，（見表11）本文沿沿用了我國國學(xué)者趙俊俊強(qiáng)等（22007）的的方法 趙俊強(qiáng) 韓琳 李湛 信用風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移與銀行系統(tǒng)表現(xiàn)基于美國信用衍生品市場(chǎng)交易面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究， 金融研究，2007（5）:147160.，以樣本的的平均CD交易量量是否超過過10%為標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)，將總總樣本分為為了6家主導(dǎo)型型銀行（JJPMORRGAN CHASSE BAANK、BBANK OF

18、 AAMERIICA、CCITI BANKK NATTIONAAL、HSSBC BBANK USA NATIIONALL、MERRRILLL LYNNCH BBANK USA、WACHHOVEAA BANNK NAATIONNAL）和和8家適度參參與型銀行行（WELLLS FFARGOO BANNK、PNNC BAANK NNATIOONAL、MELLLON BBANK NATIIONALL、SUNNTRUSST BAANK、KKEY BBANK NATIIONALL、NATTIONAAL CIITY BBANK、BANKK OF NEWYYORK、US BBANK NATIIONALL），分

19、別別進(jìn)行分析析。表1：兩類類銀行的描描述統(tǒng)計(jì)對(duì)對(duì)比表：注：表中數(shù)據(jù)是各期銀行的平均值，除LNT以外其余單位均為%。變因變量自變量控制變量量ROALACATAEANCOLNT均值主導(dǎo)銀行1.2544.366151.1162250.698.450.1312.899參與銀行1.3958.9222.06280.4469.450.0811.600中位數(shù)主導(dǎo)銀行1.2250.52295.1662185.378.230.0813.355參與銀行1.2965.5001.20184.3349.260.0711.444最大值主導(dǎo)銀行13.20072.366678.8857373.8611.3550.5814.09

20、9參與銀行7.6183.3559.071147.8316.9110.4413.066最小值主導(dǎo)銀行0.0012.0554.7840.4775.780.0010.988參與銀行0.009.410.0022.2006.540.0010.000標(biāo)準(zhǔn)差主導(dǎo)銀行1.3716.733167.5501789.131.200.131.07參與銀行0.7521.4772.33267.9931.310.070.77文中信用衍衍生品交易易量和衍生生產(chǎn)品交易易量的數(shù)據(jù)據(jù)取自美國國貨幣監(jiān)理理署OCCC在2004420007共166個(gè)季度發(fā)發(fā)布的銀銀行衍生品品報(bào)告（Bank Derivatives Report）；商業(yè)銀

21、行的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)取自BANKSCOPE全球銀行與金融機(jī)構(gòu)分析庫。 BANKSCOPE 數(shù)據(jù)庫是BVD全球金融分析、各國宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)庫的一個(gè)專業(yè)分庫。計(jì)量方法本文利用EEviewws5.11軟件來進(jìn)進(jìn)行面板數(shù)數(shù)據(jù)（paanel dataa）模型研究究，具體步步驟是：面板數(shù)據(jù)平平穩(wěn)性檢驗(yàn)驗(yàn)本文首先對(duì)對(duì)變量的平平穩(wěn)性進(jìn)行行單位根檢檢驗(yàn)以決定定適當(dāng)?shù)慕ń７椒?，本文同時(shí)采用LLC檢驗(yàn)、B檢驗(yàn)和IPS_W檢驗(yàn)來進(jìn)行檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)模模型的選擇擇常見的面板板數(shù)據(jù)模型型有混合回歸歸模型（11）式、固固定效應(yīng)模模型（2）式和隨隨機(jī)效應(yīng)模模型（3）式三種種。本文利利用協(xié)方差差F檢驗(yàn)在（11）式和（22）式中進(jìn)進(jìn)行選擇

22、，利利用LM檢驗(yàn)來來在（1）式和（33）式中做做選擇。如如果上述檢檢驗(yàn)均認(rèn)為為存在個(gè)體效效應(yīng)，那么么本文將進(jìn)進(jìn)一步利用用Haussman檢檢驗(yàn)在（2）式和（33）式之間間做選擇，以以確定利用用固定效應(yīng)應(yīng)還是隨機(jī)機(jī)效應(yīng)模型型進(jìn)行建模模。式式式面板數(shù)據(jù)協(xié)協(xié)整分析及及長期因果果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)如果單位根根檢驗(yàn)的結(jié)結(jié)果認(rèn)為各各變量均服服從一階單單整I(11)，那么么根據(jù)Enngle and Grannger (19887)提出出的EG兩步法法熊德平，徐建軍.中國金融發(fā)展與國際貿(mào)易關(guān)系研究基于跨省面板數(shù)據(jù)的協(xié)整與誤差修正模型檢驗(yàn)J. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2007(9):31-35.，利用面面板數(shù)據(jù)模模型建立回

23、回歸方程并并得到相應(yīng)應(yīng)的殘差序序列，如果果該殘差序序列是平穩(wěn)穩(wěn)的，那么么就可以認(rèn)認(rèn)為自變量量是因變量量變化的長長期原因。由于數(shù)據(jù)年年限不長，上上述檢驗(yàn)得得到的長期期關(guān)系令人人質(zhì)疑（CChrisstopoouloss和Tsioonas，20044）魏峰,曹中.我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系研究J. 統(tǒng)計(jì)研究, 2007 (2):44-46.。為了彌彌補(bǔ)長期靜靜態(tài)靜態(tài)模模型的不足足，本文還還將通過建建立ECMM模型反映映偏離長期期均衡的修修正機(jī)制并并揭示變量量之間的短短期關(guān)系。面板數(shù)據(jù)據(jù)誤差修正正模型（EECM）為：（4）式 （55）式在（4）式式和（5）式式中，表示示一階差分分運(yùn)算，表示長期

24、期均衡誤差差。如果為為零被拒絕絕，說明誤誤差修正機(jī)機(jī)制產(chǎn)生，檢檢驗(yàn)到的單單向長期因因果關(guān)系是是可靠的。如果進(jìn)一一步地，、為零被拒拒絕，則說說明單向的的短期因果果關(guān)系存在在，反之則則不成立。 實(shí)證過程兩類銀行的的平穩(wěn)性檢檢驗(yàn)在水平值上上，兩類銀銀行的平穩(wěn)穩(wěn)性檢驗(yàn)顯顯示各變量量的檢驗(yàn)均均顯示存在在單位根。（表2、3）（主導(dǎo)導(dǎo)型銀行LLLC檢驗(yàn)驗(yàn)認(rèn)為變量量CA在1%顯著性性水平下平平穩(wěn)、適度度參與型銀銀行LLCC檢驗(yàn)認(rèn)為為LA在1%的顯著著性水平下下平穩(wěn)除外外）而在一一階差分值值上，三種種檢驗(yàn)在11%的水平平上均得出出了各變量量都平穩(wěn)的的一致性的的結(jié)論。考考慮到單個(gè)個(gè)檢驗(yàn)方法法的不足和和缺陷，本本文

25、認(rèn)為無無論是主導(dǎo)導(dǎo)型還是適適度參與型型銀行，其其各變量都都具有一階階單整I(1)的屬屬性，變量量之間存在在協(xié)整的可可能。表2：主導(dǎo)導(dǎo)型銀行單單位根檢驗(yàn)驗(yàn)結(jié)果： （*、*、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下平穩(wěn)，下同。）變量時(shí)間趨勢(shì)水平值一階差分值值LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_WW檢驗(yàn)LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_WW檢驗(yàn)ROA否2.376630.287722.32886-5.63377*-4.16649*-4.80021*LA否0.01446-0.388330.63447-6.20097*-5.61109*-4.53393*CA有-2.08851*0.94229-1.36623*-4.988

26、29*-5.39923*-5.30051*TA有0.34555-1.91128*-0.07759-5.97799*-5.12217*-3.81147*EA否-0.266590.302210.20880-6.41158*-7.53348*-5.01118*NCO否0.704490.26222-0.35516-8.00088*-4.05536*-6.98815*LNT有-0.388730.709905.38444-6.87733*-3.93346*-3.98819*表3：適度度參與型銀銀行的平穩(wěn)穩(wěn)型檢驗(yàn)變量時(shí)間趨勢(shì)水平值一階差分值值LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_WW檢驗(yàn)LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_WW檢

27、驗(yàn)ROA否-0.69910-3.79908*-0.65555-10.00777*-9.76607*-9.54466*LA否-2.48813*-0.37728-0.59911-10.00838*-2.36639*-8.83317*CA有-3.60061*-0.51142-0.90064-7.46608*-3.60096*-4.60032*TA有0.097780.986611.52220-5.63362*-3.61148*-4.83381*EA否-0.69943-1.14425-0.11164-10.77634*-6.41155*-7.03337*NCO否0.980030.94990-1.4113

28、4*-6.53348*-5.43342*-6.48884*LNT有0.124442.45776-0.34428-4.52290*-3.43358*-3.13348*模型選擇檢檢驗(yàn)從表4、55中可以看看出，無論論是以ROA還是是以LA為因變變量，F(xiàn)檢驗(yàn)和LMM檢驗(yàn)的結(jié)結(jié)果均表明明模型中存存在個(gè)體效效應(yīng)，即排排除了使用用混合回歸歸模型的可可能。在進(jìn)進(jìn)一步的HHausmman檢驗(yàn)驗(yàn)中，在11%的顯著著性水平上上，主導(dǎo)型型銀行在以以ROA和LA為因變變量建模時(shí)時(shí)都支持使使用固定效效應(yīng)模型；適度參與與型銀行在在5%的顯著著性水平上上，支持以ROA為因因變量時(shí)采采用隨機(jī)效效應(yīng)模型，以以LA為因變變量時(shí)采用

29、用固定效應(yīng)應(yīng)模型。表4：主導(dǎo)導(dǎo)型銀行模模型選擇檢檢驗(yàn)結(jié)果 ：因變量F檢驗(yàn)LM檢驗(yàn)Hausmman檢驗(yàn)驗(yàn)ROAF=1.336*LM=44446244.94*H=19.421*LAF=3499.78* LM=799782.7*H=8744.35444*(*、*、*分別表示示在1%、5%、110%的顯顯著性水平平下拒絕原原假設(shè)，下下同)表5：適度度參與型銀銀行模型選選擇檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果 ：因變量F檢驗(yàn)LM檢驗(yàn)Hausmman檢驗(yàn)驗(yàn)ROAF=7.557*LM=21184166.55*H=10.30411*LAF=5188.25*LM=2776.744*H=12.26144*面板數(shù)據(jù)協(xié)協(xié)整分析及及長期因果果關(guān)

30、系檢驗(yàn)驗(yàn)根據(jù)模型選選擇檢驗(yàn)的的結(jié)果，對(duì)對(duì)于主導(dǎo)型型銀行，本本文利用（2）式進(jìn)行模型回歸。對(duì)于適度參與型模型，則利用（3）式進(jìn)行ROA為因變量的模型回歸，利用（2）式進(jìn)行LA為因變量的模型回歸。在得到殘差序列后，運(yùn)用LLC檢驗(yàn)、B檢驗(yàn)、IPS-W檢驗(yàn)對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，對(duì)對(duì)于主導(dǎo)型型銀行，以以ROA為因因變量的模模型的殘差差序列平穩(wěn)穩(wěn)，而對(duì)于于以LA為因變變量模型的的殘差序列列則是非平平穩(wěn)的。據(jù)據(jù)此本文認(rèn)認(rèn)為在考慮慮了控制變變量的情況況下，自變量CCA是因變變量ROAA變化的長長期原因；而不能認(rèn)認(rèn)為自變量量CA是因因變量LAA之間的變化化的長期原原因。見表表6。對(duì)于適度參參與型銀行行，

31、以ROOA為因變變量的模型型的殘差序序列是非平平穩(wěn)的，而而對(duì)于以LLA為因變變量模型的的殘差序列列則平穩(wěn)。因此本文文認(rèn)為在考考慮了控制制變量的情情況下，自變量CCA是因變變量LA變變化的長期期原因（忽忽略B檢驗(yàn)驗(yàn)）；而不支持持自變量CCA是因變變量ROAA之間的變化化的長期原原因。見表表7。表6：主導(dǎo)導(dǎo)型銀行協(xié)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果：因變量LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)W檢驗(yàn)ROA-4.03328*-1.599*-3.300453*LA-1.055126 -1.42221*-1.900194*表7：適度度參與型銀銀行協(xié)整檢檢驗(yàn)結(jié)果：因變量LLC檢驗(yàn)驗(yàn)B檢驗(yàn)W檢驗(yàn)ROA-1.23318-3.66685*-0.744

32、39LA-2.70013*-0.53364-1.81117*面板數(shù)據(jù)誤誤差修正模模型及短期期因果關(guān)系系檢驗(yàn)在建立ECCM模型進(jìn)進(jìn)行短期因因果關(guān)系檢檢驗(yàn)時(shí)，為為滿足誤差差項(xiàng)經(jīng)典假假設(shè)的要求求，將滯后后項(xiàng)m定為2，為了避避免面板模模型LSDDV估計(jì)方方法帶來的的偏誤，用用ROA(-3)、ROA(-4)作作為ROA(-1)、ROA(-2)的的工具變量量、LA(-3)、LA(-4)作為為LA(-1)、LA(-2)的工工具變量進(jìn)進(jìn)行參數(shù)估估計(jì)。 楊政，田錚，黨懷義. 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)證分析西部省市固定投資與工業(yè)增加值之間的關(guān)系 J. 數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2007（5）：420426. 結(jié)果顯

33、示，對(duì)于主導(dǎo)型銀行，由于ECM項(xiàng)的系數(shù)不能通過t檢驗(yàn)，因此誤差修正機(jī)制未發(fā)生，據(jù)此認(rèn)為自變量CA是因變量LA變化的長期原因不能得到進(jìn)一步的證實(shí)。注意到CA(-1)項(xiàng)、CA(-2)項(xiàng)的系數(shù)均不能通過t檢驗(yàn)，因此也不能認(rèn)為自變量CA是因變量LA變化的短期原因。見表8。對(duì)于適度參參與型銀行行， ECCM項(xiàng)的系系數(shù)在1%顯著性水水平下通過過了t檢驗(yàn)驗(yàn)，這說明明自變量CCA是因變變量LA變變化的長期期原因得到到進(jìn)一步的的證實(shí)。注意意到CA(-11)項(xiàng)、CA(-22)項(xiàng)的系系數(shù)均未通過t檢驗(yàn)，因因此不能認(rèn)認(rèn)為自變量量CA是因因變量LAA變化的短短期原因。見表9。表8：主導(dǎo)導(dǎo)型銀行EECM模型型變量系數(shù)t檢

34、驗(yàn)值P值C0.0144946-0.1111730.91115CA(-1)0.01447590.08441660.93333TA(-1)0.00115160.14118130.88778EA(-1)2.03113870.03332420.97336NCO(-1)10.8228650.12001110.90449LNT(-1)0.1933091-0.0884420.93331ROA(-1)7.90224740.05339730.95772CA(-2)0.02447740.06335670.94996TA(-2)0.0022686-0.2774430.7855EA(-2)0.9822792-0.07

35、71240.94335NCO(-2)8.0399345-0.2005120.83884LNT(-2)0.0988296-0.0223150.98116ROA(-2)1.06337710.00111610.99991ECM項(xiàng)1.34334060.35331240.72556R2= 0.1997F=1.2256（0.25576）DW=2.096表9：適度度參與型銀銀行ECMM模型變量系數(shù)t檢驗(yàn)值P值C0.0033865-0.5664460.57443CA(-1)0.6033604-1.4668450.14667TA(-1)0.0066443-1.5115970.13442EA(-1)0.24663131.08662680.28113NCO(-1)2.0844935-1.2114330.22889LNT(-1)0.0400163-1.1773440.24448ROA(-1)0.5288495-0.2663020.79333CA(-2)1.437726-0.0555810.95557TA(-2)0.01225010.27882160.78117EA(-2)0.26776960.441110