信用衍生品與商業(yè)銀行經(jīng)營表現(xiàn)(參考版)
2025-07-03 17:57本頁面
【正文】 參考文獻；18 / 18。在我國金融市場已經(jīng)全面開放的今天，我國的商業(yè)銀行要實現(xiàn)適應高度發(fā)達的國際資本市場和應對強勁競爭對手，那么逐步參與到信用衍生品市場、首先熟悉信用保護買方的角色，對于開闊風險管理思路、拓寬信貸管理渠道無疑是有益的。政策建議：通過對美國市場不同類型銀行的回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行參與信用衍生品市場的程度和策略的不同，產(chǎn)生的效果也會不同。[20] 尹灼. 信用衍生工具與風險管理[M].北京：社會科學出版社,:225—232. 20]在這一角色定位下信用衍生品對收益水平無顯著影響是可以理解的。可能的解釋是：該類銀行的信用衍生品交易量較小，它們的參與積極而又謹慎。紐約聯(lián)邦銀行的相關研究也表明了信用衍生品主要改變了大額貸款的期限等條件，但不會顯著增加貸款的供應量。我國學者趙俊強（2007）的研究也認同這一結論。表8：主導型銀行ECM模型變量系數(shù)t檢驗值P值CΔCA(1)ΔTA(1)ΔEA(1)ΔNCO(1)ΔLNT(1)ΔROA(1)ΔCA(2)ΔTA(2)ΔEA(2)ΔNCO(2)ΔLNT(2)ΔROA(2)ECM項R^2= F=（）DW=表9：適度參與型銀行ECM模型變量系數(shù)t檢驗值P值CΔCA(1)ΔTA(1)ΔEA(1)ΔNCO(1)ΔLNT(1)ΔROA(1)ΔCA(2)ΔTA(2)ΔEA(2)ΔNCO(2)ΔLNT(2)ΔROA(2)ECM項***R^2=F=（）DW=四、 結論和政策建議上述實證研究的結論可以簡要概括為：(一) 對于主導型銀行來說，信用衍生品在長、短期內(nèi)均不會對信貸規(guī)模擴張產(chǎn)生顯著影響，至多只能認為信用衍生品在長期內(nèi)會對商業(yè)銀行的收益產(chǎn)生一定影響。注意到ΔCA(1)項、ΔCA(2)項的系數(shù)均未通過t檢驗，因此不能認為自變量CA是因變量LA變化的短期原因。見表8。[19] 楊政，田錚，黨懷義. 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整檢驗——實證分析西部省市固定投資與工業(yè)增加值之間的關系 [J]. 數(shù)理統(tǒng)計與管理，2007（5）：420—426.19] 結果顯示，對于主導型銀行，由于ECM項的系數(shù)不能通過t檢驗，因此誤差修正機制未發(fā)生，據(jù)此認為自變量CA是因變量LA變化的長期原因不能得到進一步的證實。見表7。對于適度參與型銀行，以ROA為因變量的模型的殘差序列是非平穩(wěn)的，而對于以LA為因變量模型的殘差序列則平穩(wěn)。據(jù)此本文認為在考慮了控制變量的情況下，自變量CA是因變量ROA變化的長期原因；而不能認為自變量CA是因變量LA之間的變化的長期原因。在得到殘差序列后，運用LLC檢驗、B檢驗、IPSW檢驗對其進行平穩(wěn)性檢驗。表4：主導型銀行模型選擇檢驗結果 ：因變量F檢驗LM檢驗Hausman檢驗ROAF=***LM=***H=***LAF=*** LM=***H=***(***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕原假設，下同)表5：適度參與型銀行模型選擇檢驗結果 ：因變量F檢驗LM檢驗Hausman檢驗ROAF=***LM=***H=*LAF=***LM=***H=**(三) 面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長期因果關系檢驗根據(jù)模型選擇檢驗的結果，對于主導型銀行，本文利用（2）式進行模型回歸。）變量時間趨勢水平值一階差分值LLC檢驗B檢驗IPS_W檢驗LLC檢驗B檢驗IPS_W檢驗ROA否*********LA否*********CA有************TA有***********EA否*********NCO否*********LNT有*********表3：適度參與型銀行的平穩(wěn)型檢驗變量時間趨
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