信用衍生品與商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)

1、信用衍生品與商商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)營(yíng)表現(xiàn)基于美國(guó)市市場(chǎng)面板數(shù)據(jù)據(jù)的實(shí)證分析析 【作者簡(jiǎn)介】：王晉忠（11969），男重慶慶人，西南財(cái)財(cái)經(jīng)大學(xué)金融融學(xué)院副教授授，博士。研研究方向：金金融工程、商商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)營(yíng)管理。劉國(guó)泰（19884），男，貴州州畢節(jié)人，西西南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)金融學(xué)院22006級(jí)研研究生。研究方向：商業(yè)銀行經(jīng)經(jīng)營(yíng)管理。通訊地址：四川川省成都市光光華村街555號(hào)西南財(cái)經(jīng)經(jīng)大學(xué)（光華華校區(qū)）金融融學(xué)院。郵編：6100074聯(lián)系電話：1334086226062（劉劉） 1366882888994（王）E-mail:lgt84437yaahoo.ccn 信用衍生品與商商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)營(yíng)表現(xiàn)基于美國(guó)市市場(chǎng)面

2、板數(shù)據(jù)據(jù)的實(shí)證分析析王晉忠 劉國(guó)國(guó)泰 （西南財(cái)財(cái)經(jīng)大學(xué)金融融學(xué)院，四川川 成都，66100744）摘要：信用衍生生品自上世紀(jì)紀(jì)90年代出出現(xiàn)以來(lái)，發(fā)發(fā)展迅速，對(duì)對(duì)商業(yè)銀行的的經(jīng)營(yíng)管理產(chǎn)產(chǎn)生深刻的影影響。本文基基于美國(guó)市場(chǎng)場(chǎng)的數(shù)據(jù)，利利用面板數(shù)據(jù)據(jù)單位根檢驗(yàn)驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)和誤差修正正模型等針對(duì)對(duì)信用衍生品品對(duì)兩類銀行行的經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)現(xiàn)進(jìn)行對(duì)比實(shí)實(shí)證研究，結(jié)結(jié)果表明，信信用衍生品長(zhǎng)長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)主導(dǎo)導(dǎo)型銀行的收收益水平和適適度參與銀行行的信貸規(guī)模模產(chǎn)生影響，短短期內(nèi)的影響響則不顯著。在在此基礎(chǔ)上對(duì)對(duì)我國(guó)發(fā)展信信用衍生品提提出了相關(guān)的的政策建議。關(guān)鍵詞：信用衍衍生品；盈利水平；信貸規(guī)模；面面板數(shù)據(jù)；實(shí)實(shí)證分析

3、中圖分類號(hào)：FF83 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)識(shí)碼：A The efffect oof Creedit DDerivaativess on bbanks operrationns A Pannel Daata meethod appliied too the USA mmarkettAbstracct: Thhis paaper iis to assesss thee effeect off Creddit Deerivattives on thhe commmerciial baanks iin terrms off ROA and tthe sccale oof creedit. The emmpiric

4、cal reesearcch wass baseed on the ddata sselectted frrom thhe 14 biggeest baanks iin Ameericann CD mmarkett overr 200442007. The concllusionn readds thaat onlly in the llongrun ccan CDD remaarkablle inffluentt ROA and ccreditt scalle of both two kkinds bankss wherreas iits efffect in shhort-tterm ii

5、s neggligibble.Wang Jiinzhonng Liiu Guootai(Financce Colllege, C Southhwesteern Unniverssity oof Finnance and EEconommics, Chenddu, Chhina, 6100774)Key worrds: CCreditt Deriivativves;ROOA;Creedit-SScaless;Paneel datta;Emppiricaal Ressearchh前言信用衍生品（CCreditt Deriivativves，CD）是指從從基礎(chǔ)資產(chǎn)上上剝離、轉(zhuǎn)移移信用風(fēng)險(xiǎn)的的一種雙邊

6、的的金融合約安安排，依據(jù)約約定的信用事事件發(fā)生與否否轉(zhuǎn)移約定的的現(xiàn)金流，從從而使得參照照資產(chǎn)信用風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)從眾多風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)中獨(dú)立出出來(lái)并轉(zhuǎn)移給給交易對(duì)手。 ISDA.ISDA 2003 Credit Derivatives Definitions N . ISDA網(wǎng)站：/,2003.自20世紀(jì)90 ISDA.ISDA 2003 Credit Derivatives Definitions N . ISDA網(wǎng)站：/,2003.數(shù)據(jù)來(lái)源:BBA. Credit Derivatives Report 2006R. British Bankers Association：2006.12.作為CD市場(chǎng)的的主要參

7、與者者以及在社會(huì)會(huì)經(jīng)濟(jì)中舉足足輕重的地位位，信用衍生生品對(duì)商業(yè)銀銀行經(jīng)營(yíng)所帶帶來(lái)的影響歷歷來(lái)就受到廣廣泛的關(guān)注。文獻(xiàn)綜述總的來(lái)說(shuō)， CCD對(duì)商業(yè)銀銀行既有積極極意義也有消消極影響。 就積極意義義來(lái)說(shuō)：王瓊，陳堅(jiān)定定王瓊.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CD分離信用用風(fēng)險(xiǎn)、解決決不良資產(chǎn)和和“信貸悖論”上的功效。Smiithsonn（2003） Smithson, Charles. Credit Portfolio ManagementJ. Hoboken, 2003.New Jersey: Wiley指出CD改變了商商業(yè)銀行依靠靠

8、兼并和收購(gòu)購(gòu)來(lái)分散信用用風(fēng)險(xiǎn)的策略略，在降低風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)暴露的同同時(shí)避免了破破壞客戶關(guān)系系；Krosszner （2007） 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增加了信信用市場(chǎng)的透透明度，有助助于信用風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)現(xiàn)并提高定價(jià)價(jià)效率；趙征征趙征

9、.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)為CD具具有擴(kuò)大信用用保護(hù)范圍、動(dòng)動(dòng)態(tài)管理信用用風(fēng)險(xiǎn)、建立立信用風(fēng)險(xiǎn)分分擔(dān)機(jī)制、完完善信用風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)定價(jià)機(jī)制等等王瓊.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. Smithson, Charles. Credit Portfolio ManagementJ. Hoboken, 2003.New Jersey: Wiley David Mengle. Credit Derivatives: An OverviewR. Head of Research Intern

10、ational Swaps and Derivatives Association 2007 Financial Markets Conference, Federal Reserve Bank of Atlanta May 15, 2007.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.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.就消極影響來(lái)說(shuō)說(shuō)， Jointt Markket Prracticces Foorum（2003) Joint Market Practices Forum 2003.Stat

11、ement 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.指出信息的的不對(duì)稱會(huì)使使CD定價(jià)偏偏差、降低市市場(chǎng)效率。PPlendeer(20006) Plender, John. The Credit Business is More Perilous than EverJ. Financial Tim

12、es, October 13, 2006. 指出道德風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)可能使CD增加市場(chǎng)場(chǎng)整體的風(fēng)險(xiǎn)險(xiǎn)水平。IMMF（20006） International Monetary Fund . Global Financial Stability ReportR. April 2006.指出CCD將信用風(fēng)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移到相相對(duì)缺乏經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)投資者身上上，增加了潛潛在的不穩(wěn)定定性，投資者者對(duì)高收益的的追求 Joint Market Practices Forum 2003.Statement of Principles and Recommendations Regarding the Handling of Mate

13、rial Nonpublic Information by Credit Market Participants N/OL.(2005-1-12) 2008-4-09. /press/press011205.pdf. Plender, John. The Credit Business is More Perilous than EverJ. Financial Times, October 13, 2006. International Monetary Fund . Global Financial Stability ReportR. April 2006. Alan D. Morris

14、on. Credit derivatives: Disintermediation and investment decisions. Journal of Business, 2005, vol.78, No.2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(wèn)題的提出規(guī)范性的研究表表明信用衍生生品對(duì)商業(yè)銀銀行的影響利利弊互現(xiàn)，但但如果要將這這種利弊具體體量化，做出出更直觀的認(rèn)識(shí)識(shí)和評(píng)價(jià)，那那么經(jīng)驗(yàn)性的的研究就更有有優(yōu)勢(shì)， GGregorry R. Duffeee and Chunssheng ZhouGordon Delianedis, Robe

15、r Ceske. Credit Risk and Risk Neutral Default Probabilities: Information About Migrations and Defaults J.Anderson Graduate School of Management, 1998(5):162186.很很早就指出了了這一點(diǎn)。國(guó)外外學(xué)者的實(shí)證證研究比較豐豐富，如Joorge AA. andd li(22006) Jorge A. cahan-lau, and Li Lian Ong, The Credit Risk Transfer Market and Stability I

16、mplications For U.K Financial InstitutionsR.IMF working Paper 2006,Gordon Delianedis, Rober Ceske. Credit Risk and Risk Neutral Default Probabilities: Information About Migrations and Defaults J.Anderson Graduate School of Management, 1998(5):162186. Jorge A. cahan-lau, and Li Lian Ong, The Credit R

17、isk Transfer Market and Stability Implications For U.K Financial InstitutionsR.IMF working Paper 2006, No. 06/139. Beverly Hirtle. Credit Derivatives and Bank Credit Supply R. Federal Reserve Bank of New York Staff Reports, February 2007:No.276.另一方面，面對(duì)對(duì)當(dāng)前信用衍衍生品的日新新月異的發(fā)展展，我國(guó)的商商業(yè)銀行是選選擇觀望還是是采取恰當(dāng)?shù)牡牟呗匀⑴c

18、與，也是迫切切需要回答的的問(wèn)題。本文文的研究目的的在于通過(guò)對(duì)美美國(guó)這一典型型市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)實(shí)證研究，從從兩方面來(lái)考考察CD對(duì)商商業(yè)銀行產(chǎn)生生的影響并提出相相應(yīng)的政策建建議：信用衍生品是否否能對(duì)商業(yè)銀銀行的盈利水水平產(chǎn)生顯著著影響。信用衍生品是否否會(huì)顯著引發(fā)發(fā)商業(yè)銀行的的信用擴(kuò)張，信信貸敞口的變變化顯然關(guān)系系到商業(yè)銀行行的風(fēng)險(xiǎn)水平平的變化。研究設(shè)計(jì)指標(biāo)、樣本和數(shù)數(shù)據(jù)變量選取對(duì)于因變量，本本文選取資產(chǎn)產(chǎn)收益率ROOA，即凈收收益占總資產(chǎn)產(chǎn)的比例來(lái)衡衡量商業(yè)銀行行的經(jīng)營(yíng)盈利利水平；選取取貸款余額占占總資產(chǎn)的比比例LA來(lái)衡量商商業(yè)銀行的信信貸規(guī)模。對(duì)于自變量，選選取商業(yè)銀行行信用衍生工工具的交易量量與總資

19、產(chǎn)的的比重CA來(lái)衡量信信用衍生品的的交易規(guī)模。另另外，選取幾幾個(gè)可能對(duì)因因變量產(chǎn)生影影響的因素作作為控制變量量：商業(yè)銀行行總的衍生產(chǎn)產(chǎn)品交易規(guī)模模TA，為衍生生產(chǎn)品交易量量與總資產(chǎn)的的比例、商業(yè)業(yè)銀行的權(quán)益益資本比例EEA、銀行的壞賬賬沖銷規(guī)模NNCO，為壞壞賬沖銷占貸貸款總量的比比例、銀行的資產(chǎn)產(chǎn)規(guī)模LNTT，為樣本銀銀行總資產(chǎn)的的自然對(duì)數(shù)。樣本和數(shù)據(jù)本文以美國(guó)衍生生品市場(chǎng)最活活躍的14家銀行作為樣樣本，選取了了它們?cè)?004年至至2007年16個(gè)季度的的相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行面板板數(shù)據(jù)研究。該該時(shí)期信用衍衍生品飛速發(fā)發(fā)展的時(shí)期，樣樣本銀行的名名義交易量占占市場(chǎng)總量的的比率一直保保持在95%以上，具具

20、有代表性。另外，考慮到樣本銀行在CD交易量方面差異巨大以及市場(chǎng)參與動(dòng)機(jī)和角色方面的顯著差異，（見(jiàn)表1）本文沿用了我國(guó)學(xué)者趙俊強(qiáng)等（2007）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(guó)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.，以樣本的平均CD交易量是否超過(guò) 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(guó)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.表1：兩類銀行行的描述統(tǒng)計(jì)計(jì)對(duì)比表：注：表中數(shù)據(jù)是各期銀行的平均值，除注：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

21、量量ROALACATAEANCOLNT均值主導(dǎo)銀行1.2544.36151.162250.6998.450.1312.89參與銀行1.3958.922.06280.469.450.0811.60中位數(shù)主導(dǎo)銀行1.2250.5295.162185.3778.230.0813.35參與銀行1.2965.501.20184.349.260.0711.44最大值主導(dǎo)銀行13.2072.36678.857373.86611.350.5814.09參與銀行7.6183.359.071147.83316.910.4413.06最小值主導(dǎo)銀行0.0012.054.7840.475.780.0010.98參與銀

22、行0.009.410.0022.206.540.0010.00標(biāo)準(zhǔn)差主導(dǎo)銀行1.3716.73167.501789.137參與銀行0.7521.472.33267.931.310.070.77文中信用衍生品品交易量和衍衍生產(chǎn)品交易易量的數(shù)據(jù)取取自美國(guó)貨幣幣監(jiān)理署OCCC在20042007共116個(gè)季度發(fā)發(fā)布的銀行行衍生品報(bào)告告（Baank Deerivattives Reporrt）；商業(yè)銀行的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)取取自BANKKSCOPEE全球銀銀行與金融機(jī)機(jī)構(gòu)分析庫(kù)。 BANKSCOPE 數(shù)據(jù)庫(kù)是BVD全球金融分析、各國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)庫(kù)的一個(gè)專業(yè)分庫(kù)。計(jì)量方法本文利用Eviiews5.1軟件來(lái)進(jìn)進(jìn)行面板

23、數(shù)據(jù)據(jù)（paneel datta）模型研究，具體步步驟是：面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性性檢驗(yàn)本文首先對(duì)變量量的平穩(wěn)性進(jìn)進(jìn)行單位根檢檢驗(yàn)以決定適適當(dāng)?shù)慕７椒椒ǎ疚耐瑫r(shí)采用LLLC檢驗(yàn)、B檢驗(yàn)和IPSS_W檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)進(jìn)行檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)模型的的選擇常見(jiàn)的面板數(shù)據(jù)據(jù)模型有混合回歸模模型（1）式、固定定效應(yīng)模型（2）式和隨機(jī)效應(yīng)模型（3）式三種。本文利用協(xié)方差F檢驗(yàn)在（1）式和（2）式中進(jìn)行選擇，利用LM檢驗(yàn)來(lái)在（1）式和（3）式中做選擇。如果上述檢驗(yàn)均認(rèn)為存在個(gè)體效應(yīng)，那么本文將進(jìn)一步利用Hausman檢驗(yàn)在（2）式和（3）式之間做選擇，以確定利用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行建模。式式式面板數(shù)據(jù)協(xié)整分分析及長(zhǎng)期

24、因因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)如果單位根檢驗(yàn)驗(yàn)的結(jié)果認(rèn)為為各變量均服服從一階單整整I(1)，那那么根據(jù)Enngle aand Grrangerr (19887)提出的的EG兩步法熊德平，徐建軍.中國(guó)金融發(fā)展與國(guó)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.，利用用面板數(shù)據(jù)模模型建立回歸歸方程并得到到相應(yīng)的殘差序序列，如果該該殘差序列是是平穩(wěn)的，那那么就可以認(rèn)認(rèn)為自變量熊德平，徐建軍.中國(guó)金融發(fā)展與國(guó)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.由于數(shù)據(jù)年限不不長(zhǎng)，上述檢檢驗(yàn)得到的長(zhǎng)長(zhǎng)期

25、關(guān)系令人人質(zhì)疑（Chhristoopouloos和Tsionnas，2004）魏峰,曹中.我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系研究J. 統(tǒng)計(jì)研究, 2007 (2):44-46.。為了彌補(bǔ)補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)靜靜態(tài)模型的不不足，本文還還將通過(guò)建立立ECM模型反反映偏離長(zhǎng)期期均衡的修正正機(jī)制并揭示示變量之間的的短期關(guān)系。面面板數(shù)據(jù)誤差魏峰,曹中.我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系研究J. 統(tǒng)計(jì)研究, 2007 (2):44-46.（4）式 （5）式式在（4）式和（55）式中，表表示一階差分分運(yùn)算，表示長(zhǎng)期均均衡誤差。如如果為零被拒拒絕，說(shuō)明誤誤差修正機(jī)制制產(chǎn)生，檢驗(yàn)驗(yàn)到的單向長(zhǎng)期因果果關(guān)系是可靠靠的。如果進(jìn)

26、進(jìn)一步地，、為零被拒絕絕，則說(shuō)明單單向的短期因因果關(guān)系存在在，反之則不不成立。 實(shí)證過(guò)程兩類銀行的平穩(wěn)穩(wěn)性檢驗(yàn)在水平值上，兩兩類銀行的平平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯顯示各變量的的檢驗(yàn)均顯示示存在單位根根。（表2、3）（主導(dǎo)型型銀行LLCC檢驗(yàn)認(rèn)為變變量CA在1%顯著性水水平下平穩(wěn)、適適度參與型銀銀行LLC檢驗(yàn)認(rèn)認(rèn)為L(zhǎng)A在1%的顯著性性水平下平穩(wěn)穩(wěn)除外）而在在一階差分值值上，三種檢檢驗(yàn)在1%的的水平上均得得出了各變量量都平穩(wěn)的一一致性的結(jié)論論?？紤]到單單個(gè)檢驗(yàn)方法法的不足和缺缺陷，本文認(rèn)認(rèn)為無(wú)論是主主導(dǎo)型還是適適度參與型銀銀行，其各變變量都具有一一階單整I(1)的屬性性，變量之間間存在協(xié)整的的可能。表2：主導(dǎo)型

27、銀銀行單位根檢檢驗(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LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_W檢驗(yàn)驗(yàn)LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_W檢驗(yàn)驗(yàn)ROA否2.37630.28722.3286-5.63777*-4.16499*-4.80211*LA否0.0146-0.383330.6347-6.20977*-5.61099*-4.53933*CA有-2.08511*0.9429-1.36233*-4.98299*-5.39233*-5.30511*TA有0.3455-1.91288*-0.07599-5.97999*-5.12177*-3.81477*EA

28、否-0.265990.30210.2080-6.41588*-7.53488*-5.01188*NCO否0.70490.2622-0.35166-8.00888*-4.05366*-6.98155*LNT有-0.387330.70905.3844-6.87333*-3.93466*-3.98199*表3：適度參與與型銀行的平平穩(wěn)型檢驗(yàn)變量時(shí)間趨勢(shì)水平值一階差分值LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_W檢驗(yàn)驗(yàn)LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)IPS_W檢驗(yàn)驗(yàn)ROA否-0.69100-3.79088*-0.65555-10.07777*-9.76077*-9.54666*LA否-2.48133*-0.37288-0.59111-

29、10.08338*-2.36399*-8.83177*CA有-3.60611*-0.51422-0.90644-7.46088*-3.60966*-4.60322*TA有0.09780.98611.5220-5.63622*-3.61488*-4.83811*EA否-0.69433-1.14255-0.11644-10.76334*-6.41555*-7.03377*NCO否0.98030.9490-1.41344*-6.53488*-5.43422*-6.48844*LNT有0.12442.4576-0.34288-4.52900*-3.43588*-3.13488*模型選擇檢驗(yàn)從表4、5中

30、可可以看出，無(wú)無(wú)論是以ROA還是以LA為因變量量，F(xiàn)檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)的結(jié)結(jié)果均表明模模型中存在個(gè)個(gè)體效應(yīng)，即即排除了使用用混合回歸模模型的可能。在在進(jìn)一步的HHausmaan檢驗(yàn)中，在在1%的顯著性性水平上，主主導(dǎo)型銀行在在以ROA和LA為因變量量建模時(shí)都支支持使用固定定效應(yīng)模型；適度參與型型銀行在5%的顯著性水水平上，支持持以ROA為因變變量時(shí)采用隨隨機(jī)效應(yīng)模型型，以LA為因變量量時(shí)采用固定定效應(yīng)模型。表4：主導(dǎo)型銀銀行模型選擇擇檢驗(yàn)結(jié)果 ：因變量F檢驗(yàn)LM檢驗(yàn)Hausmann檢驗(yàn)ROAF=1.36*LM=4446624.944*H=19.4221*LAF=349.778* LM=797882

31、.7*H=874.33544*(*、*、*分別表表示在1%、55%、10%的顯著性水水平下拒絕原原假設(shè)，下同同)表5：適度參與與型銀行模型型選擇檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果 ：因變量F檢驗(yàn)LM檢驗(yàn)Hausmann檢驗(yàn)ROAF=7.57*LM=2184416.555*H=10.30041*LAF=518.225*LM=276.74*H=12.26614*面板數(shù)據(jù)協(xié)整分分析及長(zhǎng)期因因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)根據(jù)模型選擇檢檢驗(yàn)的結(jié)果，對(duì)于于主導(dǎo)型銀行行，本文利用用（2）式進(jìn)行模型型回歸。對(duì)于于適度參與型型模型，則利利用（3）式進(jìn)行ROA為因變變量的模型回回歸，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

32、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)于于主導(dǎo)型銀行行，以ROAA為因變量的的模型的殘差差序列平穩(wěn)，而而對(duì)于以LAA為因變量模模型的殘差序序列則是非平平穩(wěn)的。據(jù)此此本文認(rèn)為在考考慮了控制變變量的情況下下，自變量CAA是因變量RROA變化的的長(zhǎng)期原因；而不能認(rèn)為為自變量CAA是因變量LLA之間的變化的的長(zhǎng)期原因。見(jiàn)見(jiàn)表6。對(duì)于適度參與型型銀行，以RROA為因變變量的模型的的殘差序列是是非平穩(wěn)的，而而對(duì)于以LAA為因變量模模型的殘差序序列則平穩(wěn)。因因此本文認(rèn)為為在考慮了控控制變量的情情況下，自變量CAA是因變量LLA變化的長(zhǎng)長(zhǎng)期原因（忽忽略B檢驗(yàn)）；而不支持自變量CA是因變量R

33、OA之間的變化的長(zhǎng)期原因。見(jiàn)表7。表6：主導(dǎo)型銀銀行協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)結(jié)果：因變量LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)W檢驗(yàn)ROA-4.03288*-1.59*-3.304553*LA-1.051226 -1.42211*-1.901994*表7：適度參與與型銀行協(xié)整整檢驗(yàn)結(jié)果：因變量LLC檢驗(yàn)B檢驗(yàn)W檢驗(yàn)ROA-1.23188-3.66855*-0.74399LA-2.70133*-0.53644-1.81177*面板數(shù)據(jù)誤差修修正模型及短短期因果關(guān)系系檢驗(yàn)在建立ECM模模型進(jìn)行短期期因果關(guān)系檢檢驗(yàn)時(shí)，為滿滿足誤差項(xiàng)經(jīng)經(jīng)典假設(shè)的要要求，將滯后后項(xiàng)m定為2，為了避免免面板模型LLSDV估計(jì)計(jì)方法帶來(lái)的的偏誤，用ROA(-

34、3)、ROA(-4)作為ROA(-1)、ROA(-2)的工具具變量、LA(-33)、LA(-44)作為L(zhǎng)A(-11)、LA(-22)的工具變變量進(jìn)行參數(shù)數(shù)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)果顯示，對(duì)于于主導(dǎo)型銀行行，由于ECM項(xiàng)的系系數(shù)不能通過(guò)過(guò)t檢驗(yàn)，因因此誤差修正正機(jī)制未發(fā)生生，據(jù)此認(rèn)為為自變量CAA是因變量LLA變化的長(zhǎng)長(zhǎng)期原因不能能得到進(jìn)一步步的證實(shí)。注注意到CA(-1)項(xiàng)、CA(-2)項(xiàng)的系數(shù)均均不能通過(guò)t檢檢驗(yàn)，因此也不能能認(rèn)為自變量量CA是因變變量LA變

35、化化的短期原因因。見(jiàn)表8。對(duì)于適度參與型型銀行， EECM項(xiàng)的系系數(shù)在1%顯著性水水平下通過(guò)了了t檢驗(yàn)，這這說(shuō)明自變量量CA是因變變量LA變化化的長(zhǎng)期原因因得到進(jìn)一步步的證實(shí)。注意到到CA(-1)項(xiàng)、CA(-2)項(xiàng)的系數(shù)均均未通過(guò)t檢驗(yàn)，因此此不能認(rèn)為自自變量CA是是因變量LAA變化的短期期原因。見(jiàn)表9。表8：主導(dǎo)型銀銀行ECM模模型變量系數(shù)t檢驗(yàn)值P值C0.0149446-0.1117730.9115CA(-1)0.01475590.08416660.9333TA(-1)0.00151160.14181130.8878EA(-1)2.03138870.03324420.9736NCO(-11

36、)10.8286650.12011110.9049LNT(-11)0.1930991-0.0844420.9331ROA(-11)7.90247740.05397730.9572CA(-2)0.02477740.06356670.9496TA(-2)0.0026886-0.2744430.785EA(-2)0.9827992-0.0712240.9435NCO(-22)8.0393445-0.2051120.8384LNT(-22)0.0982996-0.0231150.9816ROA(-22)1.06377710.00116610.9991ECM項(xiàng)1.34340060.35312240.7256R2= 0.197F=1.2566（0.25766）DW=2.0996表9：適度參與與型銀行ECCM模型變量系數(shù)t檢驗(yàn)值P值C0.0038665-0.5644460.5743CA(-1)0.6036004-1.4684450.1467TA(-1)0.0064443-1.5159970.1342EA(-1)0.24631131.08626680.2813NCO(-11)2.0849335-1.2143330.2289LNT(-11)0.0401663-1.1734440.2448ROA(-11)0.5284995-0.2630020.7933CA(-2)1.437266-0