资本充足率问题比较研究.ashx.pdf

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1、我国中小商业银行 资本充足率问题比较研究 邹平王鹏许培 内容提j b 随着新巴塞尔协议的不断补充和完善，我国商业银行的资本充足问题又成 为我国经济体制改革中的热点问题。本文通过对资本充足性和资产结构理论的分析，运用 多元回归的分析方法对我国中小商业银行的资本充足问题进行研究，并与香港商业银行资 本充足状况进行对比；根据实证分析的结果，对我国中小商业银行资本补充问题提出提高 盈利水平、清理和重估固定资产，谨慎对待表外业务的对策。 关键词：巴塞尔协议商业银行回归分析 中图分类号：F 8 3 0 4 9 文献标识码：A 文章墒号：10 0 6 - - 17 7 0 ( 2 0 0 5 ) 0 8 0

2、 0 100 5 7 l 广文借鉴国外学者M a r kJF i a n n e r y 和K a s t u r iPR a n g a n 7 叶一、的研究结论资产收益率与资本资产结构显著正相关银 行规模与权益比率正相关同时根据中国的实际情况数据的 可得性以及中国银行普遍存在着固定资产比重过高情况加入 了固定资产比率和固定资产增长率指标作为解释变量并与我 国香港中小商业银行为参照对象更好地定量研究我国中小商 业银行资本充足率的状况并提出相应对策。 一、实证方法 1 、模型建立 为了建立资本充足性的解释模型本文用总资本总资产 代表资本充足性作为被解释变量( Y ) 同时也反映了商业银行 的资

3、本结构。选取了资产收益率( X ，) 、固定资产比率( X ，) 、总 资产增长率( X ，) 和总资产( 。) 作为解释变量资产收益率 净利润总资产) 代表商业银行的盈利能力资产收益率提高 在总资产一定时则意味商业银行的利润增加从而有助于提高 商业银行的资本充足陛，两者之间应该存在正相关关系固定 资产比率( 固定资产总资产) 代表银行资产担保价值根据 代理成本理论，如果企业适用于担保的资产越多，企业的信用 越强负债能力也越强，商业银行是一种特殊的经营资金的企 业没有一般企业中的存货因此本文中用固定资产比率衡量 银行资产的担保价值总资产增长率代表商业银行的成长性，成 长| 生较强的企业本身的负

4、债要求比较高反应在资本充足性上 两者之间应该存在负相关关系本文用( 当年总资产上年总 资产) 上年总资产计算总资产增长率，总资产代表银行规模， 银行规模越大总体的抗风险能力就越强负债能力也就越强 银行规模与资本充足性之间应该存在负相关关系本文采用取 自然对数的总资产衡量银行规模。 根据前面的分析本文用资产收益率、固定资产比率、总资产 增长率和总资产做解释变量建立多元回归模型分析它们对 银行资本充足性的影响回归模型如下 I = 属+ 矗五，+ 屈互，+ 届鼻+ 屈k + “ 数据采用2 0 0 1 年、2 0 0 2 年和2 0 0 3 年中国( 大陆) 和中国 香港地区横截面数据数据来源是B

5、a n k s c o p e 数据库考虑到数 据的完整性选用国内2 5 家中小商业银行( 包含股份制商业银 行、城市商业银行和农村信用合作社) 和香港地区3 0 家商业银 行的数据作为样本全部数据处理及分析采用S P S S 统计软件。 2 、变量的描述统计量对比 表一样本2 1 年变量均值对比 变量 警| 均值 标准差 标准谩 资产收益率( J 、 。0 。0 。1 。5 8 7 4 82 500 0 4 300 0 4 2 1 00 2 6 4 3固定资产比率 ( X ) 总资产增长率 ( J 、)00 5 6 5 3 总资产f XJ 03 2 3 6 5 03 4 7 7 2 00 4

6、 2 6 8 资本充足陛( r ) O0 1 5 1 7 注：表一中每个变量样本数为5 0 的一组数据为中国香港地区数 万方数据 F i n a n c i a IF o r u m 据，样本数为2 5 的一组数据为中国( 大陆) 数据。 女= $ 狮4 女a * 目口镕 a 女 # ( y ) 注：检验方法采用S P S S 统计软件中独主样本T 检验方法 ( I n d e p e n d e n tS a m P l eTT e s t ) 。 从表一和表二可以看出，2 0 0 1 年的数据中除资产收益率外 在1 0 的显著性水平下对于固定资产比率总资产增长率总 资产和资本充足性四个变量

7、，都可以认为变量的均值不相等 具体而言中国香港地区商业银行的数据中固定资产比率和资本 充足性两个变量均值远远大于中国大陆相应变量，而中国大陆 地区商业银行的总资产规模的均值稍稍大于中国香港相应数据 总资产增长率的均值远远大于中国香港相应变量。就方差而言 可以认为两组数据总资产增长率和总资产的方差相等而其它 三个变量的青姜昂著不相等 表三样本陀年变影蛳骑比 样本 变量均值黜黜 数 资撇率( 置) 3 0 0 0 0 6 70 0 2 1 6 60 0 n 3 9 5 2 5 0 0 ( 8 7n o 。2 5 00 0 ( 1 0 5 0 固定资产比率( 五、 3 。 0 0 毋l0 1 4 9

8、 9 80 0 2 7 3 8 2 5 0 0 1 7 10 0 1 5 1 8 0 0 0 3 0 4 总资产增长率( 五) 3 00 1 6 2 80 5 5 3 8 40 1 0 1 1 2 2 50 3 2 5 4n 2 7 乃70 0 5 5 4 7 总资产( 五) 3 0 1 66 1 0 2 17 6 7 2 20 3 2 2 6 5 2 51 76 5 笠18 3 5 5 00 3 6 7 1 0 资本充足胜( Y ) 3 00 2 3 0 9n 2 2 5 8 20 0 4 1 2 3 2 50 0 8 1 4n 1 2 1 9 70 0 2 4 3 9 衰四拌车2 0 0

9、2 年变量方差和均值检验 女* H * L 均值相等t 检验 检验 变量怊设类型 均值 F 值P 值t 值P 值标准差 差 资产收益率 j # * 假谩 ( * ) 固定瓷产比 女 T # * 总资产增长 * 鲁假醺 $ ( T ，) 总资产 ( 。) j * * 口* 瓷本充足性 j w 辱倡设 ( r ) 注：检验方法与表= 一致。 从表三和表四可以看出，在1 0 的显著性水平下可以认 为2 0 0 2 年中国大陆和中国香港地区两组数据固定资产比率、总 资产和资本充足性三个变量的均值不相等相应变量之间的差别 与2 0 0 1 年比较的结论相同。就方差而言与2 0 0 1 年数据情况相 同，

10、可以认为两组数据总资产增长率和总资产的方差相等而其 它三个变量的方差显著不相等。 耙样奉锻助龇 变量 室 均值祧鼢 幸( 五) ： 0 0 1 1 80 0 1 6 2 50 0 0 2 9 7 0 0 0 3 60 0 0 2 1 00 0 0 0 4 2 固定资产比率t 五) 1 3 0 ； 0 0 6 8 70 1 5 8 5 10 0 2 8 9 4 0 0 1 5 80 0 1 5 9 60 0 0 3 1 9 删刚五) ： 0 0 9 2 90 1 2 4 8 10 0 2 2 7 9 0 2 5 7 60 1 8 5 1 1 6n 0 3 7 0 1 膊( 五) ： 1 6 6

11、9 3 217 6 9 6 10 3 2 3 罐 I Z 8 7 0 6l8 9 5 9 5 n 3 7 9 1 9 资姗( r ) ： 0 2 2 7 80 2 3 2 3 30 0 4 2 4 2 0 0 8 2 60 1 2 5 6 70 0 2 5 1 3 注：样本构造和分组说明与表一相同。 女# 2 0 0 3 年女量j 自均值 方相等L w t n t 均值“等t H 女t目t * g F 自p *t mp m 均值J 标$ 女P $ 00 0 l24 9 3 ( f 【) 目i 女P $ 【T ) 女F K $ f f ) P ( z ) $ i E 口 rr ) 注：检验方法与

12、表二相同。 从表五和表六可以看出在1 0 的显著性水平下可以认为 2 0 0 3 年中国大陆和中国香港数据中全部五变量均值都显著不相 等均存在差异达到统计显著。就方差而言与2 0 0 1 年数据 情况相同可以认为两组数据总资产增长率和总资产的方差相 等而其它三个变量的方差显著不相等。 综合上述分析可以看出：国内商业银行被解释变量资本充足 性( Y ) 的均值在7 8 0 6 左右，低于巴塞尔协议8 的最低资 本充足率要求由于所选取的被解释变量的计算口径松于”严 格按照巴塞尔协议中的风险分类要求，因此被解释变量要比按照 协议要求实际计算的资本充足率高，由此可知国内商业银行的 资本充足率远远不能满

13、足8 的最低资本要求而所选取的香港 商业银行被解释变量的均值在2 2 2 4 左右远远高于国内商 业银行统计意义显著因此香港商业银行的资本充足情况远远 好于国内商业银行就资产收益率【x ，) 而言国内商业银行三 年的均值在o4 左右香港商业银行三年分别为24 4 、06 7 和1 18 ，特别是2 0 0 3 年的检验结果表明两组数据均值统计 上显著不相等说明国内商业银行的盈利能力比香港商业银行相 万方数据 差很多就固定资产比率( X ，) 而言国内中小商业银行三年均 值均低于2 而香港商业银行三年的均值在68 左右，检验 结果表明两组数据显著存在差异，因此说明国内商业银行的资 产担保价值相对

14、香港商业银行相差很大资产担保能力比较弱， 就总资产增长率( X ，) 而言，2 0 0 1 年和2 0 0 3 年的检验结果均反 映出国内中小商业银行总资产增产率近3 0 的速度明显快于香 港商业银行1 0 左右的增长速度说明国内中小商业银行业务 发展迅速资产增长速度十分迅速就总资产( X 。】而言由于 本文选择国内和香港地区规模相近银行进行比较因此考虑到 规模数据分别是由人民币和港币统计样本中两组数据规模相 差不大。从方差方面三年的检验可以看出总资产增长率和总 资产变量的波动性在两组相应数据间可以认为差别不大，而资 产收益率、固定资产比率和资本充足性变量在两组相应数据间 认为波动性差别很大，

15、统计意义显著。 3 、对解释变量之间多重共线性的检验 考虑到模型中解释变量可能存在的多重共线性问题，采用 相关系数检验法对共线性问题进行检验。 总瓷产( 正) 产收益 卑x 1 目定女产 率( 卫) 总镕P 增 长率( t ) 总产 rL ) 注：表中每格中上面的数字代表相应变量之问的相关系数， 下面的数字代表可能性，即概率值，括号内十代表相关性在5 的显著性水平下显著，十十代表相关性在1 的显著性水平下显 著。 裹八中国( 大陆) 2 0 0 2 年样本解释变量相关性检验结果 瓷产收益率固定整产比率总瓷产增长率 ( 上) 总资产( 置) 资产啦盏 率( 上) 固定瓷产 o4 8 9 ( +

16、11 05 8 7 ( + M 率( 正) 0 0 1 300 0 2 总瓷产增 一04 8 9 ( ”) 长率( 工) 0 0 1 3 总赍产_ 05 8 7 ( ( 置) o0 。2 注：相关性说明同表七。 表九中田( 大陆) 2 0 0 3 年样本解释变量相关性检验结果 瓷产收益率固定资产比总瓷产增长率 ( X )率L 正)( 正) 资产) I 端i 0 叫9- n 1 7 1 0 8 1 70 4 1 4 固定瓷产_ o5 8 1 ( 4 1 比率( 工)00 0 2 总瓷产增 长率( 置) 帮 - O5 8 l 一 Berry Wilson The Impact of consoli

17、dation and safety-net support on Canadian, US and UK banks: 1893-1992外文期刊 1999 3.Alan J Marcus The Bank Capital Decision:A Time SeriesCross Section Analysis 1983 4.章彰 巴塞尔新资本协议与银行监管难题期刊论文-经济导刊 2003(5) 5.巴曙松 巴塞尔新资本协议研究 2003 6.王霞 中小银行风险管理研究 7.侯菁 以MM理论分析我国国有商业银行的资本结构期刊论文-金融会计 2004 8.严玉华 资本结构与我国商业银行治理结构优

18、化研究期刊论文-金融市场 2004(6) 引证文献(9条)引证文献(9条) 1.董睿琳 上市银行资本充足率的影响因素分析期刊论文-中国外资 2010(5) 2.张楠 商业银行资本充足率管理期刊论文-现代经济信息 2009(9) 3.刘夏.蒲勇健 金融混业集团主导下的银行资本监管与风险实证分析期刊论文-中国软科学 2007(8) 4.刘世荣.刘思跃 中国商业银行资本补足渠道有效性分析期刊论文-当代经济 2007(15) 5.蒋华.卫功琦 我国农村信用社客户信用评级系统研究期刊论文-科技导报 2007(8) 6.刘世荣 商业银行资本充足率提高途径与银行业绩实证分析期刊论文-科技创业月刊 2007(7) 7.李国平.黄国勇 新巴塞尔资本协议研究动态期刊论文-东南大学学报（哲学社会科学版） 2007(2) 8.郗澜 我国商业银行资本充足率影响因素研究-来自股份制银行的实证期刊论文-陕西广播电视大学学报 2006(2) 9.姚蓓艳 银川市商业银行竞争力研究学位论文硕士 2005 本文链接：