谢 隆

(泉州银行福州分行，福建 福州 350001)

一、前言

我国银行业随着对外开放程度扩大和国内外银行业竞争的加剧，以存贷款利率差为主要收入来源的传统模式受到极大挑战，存贷利差缩窄使得银行的利润空间受到极大的挤压，银行收入减少，再加上受到金融脱媒等因素的影响，这就使得各商业银行不得不转变以存贷利差为主的收入方式，对调整收入结构越来越重视，纷纷拓展增加收入的渠道，采用多种方式来发展自身的非利息收入业务。然而，对于商业银行非利息收入的影响因素有哪些?哪些因素对商业银行非利息收入的影响较大还值得研究，本文基于这个问题进行了实证研究。

二、变量数据和模型设定

1、数据来源及操作软件

我国目前共有16家银行上市，其中在2007年之前实现上市的有14家银行。而中国农业银行和光大银行都是在2010年才实现上市，这样时间较短、数据也较少，因此，本文不考虑中国农业银行和光大银行，只对其他14家上市银行在2007年——2012年的年度面板数据进行分析研究，本文采用的数据全部来源于国泰君安CSMAR数据库和中国人民银行网站，本文使用EVIEWS6.0和R软件进行操作。

2、变量的选择

以非利息收入(FLXSR)被解释变量为，解释变量为存贷比(Cdratio)、银行间国债指数(Bondindex)、货币供应量(M2)、上证综合指数(SZ)和人民币对美元汇率(Yxhl)。

3、模型的设定

根据相关理论和经验研究结果，我们建立如下计量模型回归检验商业银行非利息收入的影响因素:

其中:α1、β1、γ1、λ1、φ1为回归系数，ξ1为误差项。ln(FLXSR)，ln(Bondindex)，ln(M2)，ln(SZ)，ln(Yxhl)分别是对 FLXSR，Bondindex，M2，SZ，Yxhl取对数的表达形式。

三、实证检验及结果分析

1、模型面板单位根的检验

我们应用软件进行模型的单位根检验，我们可以得知:原值是不平稳的。从Levin，Lin＆Chu的检验结果可以看出除人民币汇率(Yxhl)和上证综合指数(SZ)这两个变量外，其余所有变量都存在同质面板单位根，为非平稳的;从Im，Pesaran＆Shin W －stat、ADF－Fisher Chi－square和PP－Fish-er Chi－square这三个检验结果我们可以看出变量存在异质面板单位根，除非利息ADF－Fisher Chi－square、PP－Fisher-Chi－square弱显著的，上证综合指数和人民币汇率PPFisher Chi－square显著，其他变量都是非平稳的。总之，从不同面板单位根检验都可以得到基本一致的结论:所有变量都是不平稳的。然而从变量的一阶差分来看，所有变量都是稳定的，均是I(1)序列。因此可以通过面板协整检验方法检验变量之间的长期均衡关系。

2、面板协整检验

从 Pedroni检验的结果，Panel v－ stat，Panel rho－ stat、Panel pp－stat、Panel ADF－stat的 p值分别为为 0.3538、0.9747、0.0486、1。因此，除 Panel pp －stat是接受原假设，之外其他几种检验都拒绝了原假设。由此，我们从Pedroni检验中我们可以认为模型的变量之间都存在面板协整关系。

从Kao检验的结果，ADF检验的 t值为 －8.243575，表明在5%的显著性水平下是拒绝原假设的，由此，认为模型的变量间都存在面板协整关系。

3、面板协整方程的确定

误差项是否可观测检验(Unobserved effects test)，由检验结果可得p值为2.597e－5，本文的回归模型拒绝原假设即存在不可观测检验。接下来应用R软件进行固定效应、随机效应的检验;固定、随机效应检验(Hausman test)，由检验结果可得p=0.901＞0.05，所以，本文的回归模型接受原假设即回归模型为随机效应;个体、时间效应检验(Tests for individual and time effects)，由检验结果可得 p值为0.615＞0.05，可知，在5%的显著水平下接受原假设，即模型不存在双效应;由于不存在双效应，则继续分析模型是个体效应或是时间效应。由检验结果可得p值为4.386e－05，所以，在5%的显著水平下拒绝原假设即不存在个体效应;由检验结果可得p=0.07302，在5%的显著水平下接受原假设即存在时间效应。综上检验结果所得，该模型为具有个体的随机效应模型，进而估计协整方程式。

4、协整方程估计

通过运行结果，我们可以得到方程为:

从上述回归结果可以看到，存贷比(Cdratio)的t统计量只有0.074640，不是很显著性。而其他系数均在5%的显著性水平下显著。说明非利息收入和银行间国债指数(Bondindex)、货币供应量(M2)、上证综合指数(SZ)和人民币汇率(Yxhl)存在着显著的相关关系。从系数来看，他们的系数水平相对比较高，说明对非利息收入的影响也比较大。银行间国债指数(Bondindex)、货币供应量(M2)、上证综合指数(SZ)和人民币汇率(Yxhl)分别变化了1%时，非利息收入变化了69.497%、60.733%、40.043%和66.148%的百分比水平。

5、协整方程模型的修正

在对协整方程进行估计之后，我们对模型进行修正，其结果经整理如下所示:

Variable coefficient std.Error t－Statistic prob.C －583.6034 57.67636 －10.11859 0.0000 ln(Bondindex)－71.45540 7.316754 －9.765998 0.0000 ln(M2)60.55458 2.552692 23.72185 0.0000 ln(SZ)－40.27704 1.369937 －29.40065 0.0000 ln(Yxhl)66.11626 2.668344 24.77802 0.0000 R－squared 0.090762 Mean dependent var 6.037448 Adjusted R－squared 0.044725 S.D.dependent v ar 13.71805 S.E.of regression 13.407776 Sum squared resi d 14201.69 F－statistic 1.971490 Durbin－Watson stat 1.586100 Prob(F－statistic)0.1069330 Unweighted Statistics R－squared 0.065188 Mean dependent var 11.49034 Sum squared resid 20329.47 Durbin－Watson stat 1.108012

从上结果看出，修正后的模型显著性水平明显提高，本文以我国14家上市商业银行为样本，对我国商业银行的非利息收入的影响因素进行实证检验，得出以下结论:银行间国债指数(Bondindex)对商业银行非利息收入有相当显著的影响，商业银行非利息收入的债券价格弹性是－71.46%;货币供应量(M2)对商业银行非利息收入有显著影响，商业银行非利息收入的货币供应弹性是60.55%;上证指数(SZ)对商业银行非利息收入有显著影响，商业银行非利息收入的货币供应弹性是－40.28%;人民币汇率(YXHL)对商业银行非利息收入有显著影响，商业银行非利息收入的货币供应弹性是66.12%;非利息收入与商业银行存贷比率(Cdratio)呈不显著相关关系，由于各商业银行的获利能力相近，所以，非利息收入与商业银行存贷比率呈不显著相关关系。

四、结论

相对于非利息收入在发达国家中占商业银行的总收入的50%以上，而我国商业银行比重不大于25%，两者之间存在较大的差距。非利息收入在我国商业银行来说总量还尚较小，但从另外一个方面来说，我国商业银行的非利息收入还有较大的开发潜力。由于非利息收入业务存在稳定、安全和利润率相对来说较高的优点，所以，发展非利息收入业务在降低银行的运营风险方面起到重要的作用，也可以提高银行的业绩。因此，我国各商业银行应该重视发展自身的非利息收入业务。

［1］魏世杰，倪旎，付忠名.非利息收入与商业银行绩效关系研究:基于中国40家银行的经验［J］.未来与发展，2010(2).

［2］王珊珊，王小雨.我国商业银行非利息收入与绩效的实证研究［J］.新财经，2011(10).

［3］张丽娜.非利息收入影响因素分析——基于中国14家银行的个体固定效应回归模型［J］.时代金融，2012(5).