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[摘 要]本文以江苏省宿迁民丰农村合作银行(以下简称宿迁民丰农合行)为例，从宿迁民丰农合行自身经营情况入手，通过估计一阶差分模型，对净利差决定因素进行分析。结果表明，民丰农合行正处于规模上升阶段，且违约率对其净利差的影响程度最大。
[关键词]净利差；金融机构；决定；相关
一、引言
金融机构作为金融市场的中介，扮演者资金供需的桥梁，吸收资金供给方存款，为资金需求者发放贷款。一直以来，存贷款利差是金融机构利润的主要组成部分，是金融机构盈利的主要源泉。存贷款利差可分为名义利差和净利差两种。其中，名义利差是事前利差，指存款利率与贷款利率之差，反映了金融机构的定价能力。净利差是事后利差。是根据金融机构的利息收入扣减利息支出的数值，反映了金融机构在名义利差基础上资产负债业务的经营成果。与名义利差相比，净利差更能体现金融机构获取净利息收入的能力。
伴随着我国利率市场化改革进程的逐步深化，金融机构的存贷款定价区间逐渐扩大。金融机构如何应对以及是否逐步形成自主有效的定价能力是当前临的一个重要问题。在这场渐进式的利率市场化改革进程中，金融机构净利差不仅受存贷款基准利率变动作用的影响，还受金融机构自身的定价行为影响。因此，分析研究金融机构净利差的决定因素，对于了解金融机构的价格制定具有一定的现实意义。
二、文献综述
利差是度量银行效率的一项重要指标，国内外许多专家、学者专注于银行利差及其影响因素的研究。国外最早研究利差的学者是S，Olson和FSollenberger，他们提出“边际利息差异分析模式”，认为影响银行边际利差的因素是由生利资产与负债的利率敏感性、数量及其组合方式所决定的，并将边际利差的变动解构为数量差异、利率差异与组合差异。Ho和Saunders构建了“交易者模型”，认为净利差水平取决于银行的交易规模、市场结构以及利率波动等因素，并建立了避险与期望效用的综合模型来分析银行利差。McShane and Sharpe對“交易者模型”的假设进行修正，用存款及放款利率来推导模式，认为利差与绝对风险规避程度、市场利率变动的不确定性以及平均交易量之间存在正向相关关系。Allen假定放款具有异质性，认为产品的异质化会导致利差缩小。Freixas和Rochet对完全垄断的Monfi-Klein模型进行了扩展，认为银行越具有市场势力，其存贷款的中间差额就愈大。Kostas Drakos针对银行改革的银行利差影响因素进行分析，认为改革是有效的，减少了银行利差。外国银行的进入减少了银行利差，所有权改革对银行利差有显著地影响，对国有银行影响尤为明显。Santiago Carbo Valverde，Francisco Rodrlguez Fernandez通过对欧洲银行业利差的决定因素进行实证分析，认为影响银行利差水平的因素不仅有银行自身的管理水平、银行业的市场结构等因素，还有宏观经济状况以及制度因素等。
伴随着我国商业银行改革的逐步深化和利率市场化进程的加快，国内对银行利差的研究也逐渐增多。张建华运用DEA，分析法测量银行效率，并在此基础上考察银行效率与银行资产规模、存贷款规模和市场集中度的相关性，认为我国的银行效率和集中度呈负相关关系。李成从金融学视角出发，分析了我国利差变化的轨迹。王聪用总成本替代银行效率，运用多元线性回归对影响银行总成本的因素进行了分析。白当伟从中国银行业市场结构对银行业利差水平影响的角度进行分析，认为银行业市场结构对利差的影响非常大，市场结构每上升1个百分点，银行业利差就会上升0.3个百分点。
鉴于此，本文将以民丰农合行为例，从其自身经营隋况人手，对影响欠发达地区法人金融机构净利差决定因素进行分析。
三、宿迁民丰农合行净利差决定因素的实证分析
(一)变量选取
1.被解释变量的选取。本文的研究对象是净利差，因此将被解释变量确定为净利差。根据HO and Saunders(1981)的定义，本文以净利息收入除以生息资产总额作为净利差(NIM)的估计值。即NIM=(总利息收A，--,总利息支出)，生息资产总额。
2.解释变量的选取。影响金融机构利差的因素既有银行自身内部的因素，如银行资产结构、管理能力、流动性资金等，也有银行业环境因素，如产业结构等，还有宏观经济环境因素，如国民生产总值、物价指数等。本文侧重于分析银行自身内部因素对净利差决定的影响，结合宿迁市实际，从民丰农合行自身经营的特点出发，分析宿迁民丰农合行净利差决定因素。
目前，理论界和学术界尚无一个总体的指标衡量金融机构自身经营情况。本文试图通过衡量银行规模、经营管理能力、资产结构、风险以及对待风险的态度等情况，综合反映民丰农合行的经营情况。
银行规模经济或是不经济直接决定银行的经营成本。一般而言，银行规模提高可以节约成本，这一点已经被Berger(1987)所证实。考虑到以前学者多是用银行的资产量来近似反映银行规模。因此，本文研究过程中，将银行资产量(zcl)也作为解释变量之一。
较高的经营管理能力决定银行较高的利差。一般而言，如果银行具有较高水平的管理能力就意味着银行能够通过自有资产赚取较高利润，同时能够用较低的成本筹集资金。成本收益比率(成本收益比率cbsyl=营业成本(总支出)，总收益)用来衡量银行取得1单位收益所需花费的成本，成本收益比率越高，银行越需要用较高的利差补偿。因此，本文选取成本收益比率来衡量银行的经营管理能力。
资产结构决定了银行的利差水平。贷款资产在总资产中所占的比例能够在一定程度上体现银行资产运用的效率，贷款资产所占比重越大，由于专业化和信息优势，贷款的效率就可能增加，避免了业务多元化所需要的技术和学习成本，自然会为银行带来更多的利差。因此，贷款占比(贷款占比dkl=贷款／总资产)应作为一个解释变量。而现金及法定准备金的持有并不能为银行产生收益，这部分资产越多，银行的机会成本就越大，经营业绩会越不好。我们用备付金，总资产(bfl)来衡量银行的机会成本，并将其作为解释变量。同时，银行业务创新程度越高，中间业务占总资产的比重将越大，利差收入占比就越小。因此，中间业务占比(中间业务占比zjyel=中间业务，总资产)应作为一个解释变量。
银行经营过程中面临许多的风险，其中最重要的是违约风险。考虑到不良贷款数据的不可得性，本文在研究过程中，用贷款损失准备占贷款总量的比率(wyl)来衡量银行的违约风险。
银行对风险态度的不同也直接影响利差的决定。本文沿用McShane and Sharpe(1985)的研究方法，用银行的自有资金(权益净值)占总资产的比例(fxyw)来衡量银行风险厌恶程度。自有资金比例提高，表示银行管理者使用自有资金从事营运活动 的比例上升，而使用负债从事营运的比例下降，这就意味着银行管理者是风险规避者，会扩大其利差。因此，本文将自有资金占比也作为解释变量。
(二)数据检验
1.序列平稳检验。为了保证各个变量时间序列的平稳性，本文运用Eviews5.0对解释变量以及被解释变量进行单位根和协整检验。首先，描绘七个变量的相关图，除净利差以外，其余六个解释变量偏相关函数均是一步截尾，因此，有理由相信六个解释变量可能存在一阶差分。第二，运用最常用的单位根检验方法：ADF检验方法进行单位根检验，结果显示六个解释变量一阶差分序列在0.05％的显著性水平下拒绝原假设，不存在单位根，因此他们是一阶单整的，记为I(1)(详见表一：表一包含解释变量的ADF检验结果)。第三，运用Eviews5.0进行协整检验。估计him、zcl、cbsyl、dkl、bejl、wyl、fxyw的回归方程，保留--残差项，并对残差项的平稳性进行检验，发现，采用显著性水平α=0.05，T=-3.548513小于临界值T，因而拒绝残差项非平稳的原假设，意味着nim、zel、cbsyl、dkl、bejl、wyl、fxyw七个变量是协整的，也就是说他们之间存在长期稳定的均衡关系。
2.格兰杰因果检验。考虑到建立的估计方程是分析民丰农合行净利差决定因素的，因此，要对资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险、对待风险态度是否与净利差之间存在因果关系进行检验。虽然说七个变量序列均是非平稳的时间序列，但由于他们之间存在协整关系，根据Granger检验原理，无需采用差分变形来进行Granger检验。利用Eviews5，0进行估计，并计算F统计量，得到检验结果(详见表二)。
表中数据表明，在90％的显著性水平下，资产量、成本收益比率、贷款占比、违约风险与民丰农合行净利差之间均存在单向Granger因果关系，备付金率与民丰农合行净利差之间存在双向Granger因果关系，对待风险态度与民丰农合行净利差之间不存在双向Granger因果关系。即资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险的变动均能够引起民丰农合行净利差的变化。这就说明，可以用资产量、成本收益t匕率、贷款占比、备付金比率、违约风险来估计民丰农合行净利差的变化。
3.解释变量共线性检验。为了防止解释变量之间存在线性相关关系，影响模型估计结果，我们先对zcl,cbsyl、dkl,bejl,wyl相关性进行检验，发现，zd、cbsyl,dkl,bejl,wyl之间存在较高程度的相关关系(如表三)，因此，决定将对解释变量进行逐个回归。
(三)估计方程
分析被解释变量，我们发现，被解释变量具有很强的周期性，且周期为一年，为了消除这种季节性影响，我们考虑添加三个虚拟变量d2，d3，d4。对解释变量逐个进行估计，得到如下结果：
结果显示，所有级差截距各自均是统计显著的，表明不同季度的净利差的平均水平不同，表现出四个明显的“季度”性。资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险对民丰农合行净利差的解释是显著的，表明资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险能够解释净利差水平的变化。同时，模型拟合度较高，通过了各项显著性检验，DW，AIC，sc均较好。
从影响的方向来看，备付金比率与民丰农合行净利差是负向相关关系，其余解释变量与净利差均为正向相关关系。从贡献度来看，违约风险对净利差的影响程度最大，违约率每提高1个百分点，净利差将增加约0，29个百分点。成本收益率对净利差的影响程度最小，成本收益率每提高1个百分点，净利差将增加约0.012个百分点。
四、结论
根据净利差决定因素的计量分析结果，我们可以初步得出以下结论，一是民丰农合行净利差呈现很强的季度性。即民丰农合行净利差以一年为周期，在每年的四个季度呈现不同的增长趋势。二是备付金比率对民丰农合行的净利差的影响是负向的。即备付金率每上升1个单位，净利差将下降约0，073个单位，这与实际是相符的。因为备付金不能产生收益，如果银行持有备付金越多，它持有的非生利资产就愈多，对银行经营业绩愈不利。三是资产规模与民丰农合行的净利差存在正相关关系。即民丰农合行存在规模经济，随着资产规模的扩大，民丰农合行的平均成本下降，从而使其净利差上升。该结果与国外研究的结论并不一致。主要是因为国外金融机构拥有庞大的资产规模，而民丰农合行资产规模较小，因此民丰农合行资产规模的扩大会促进其净利差的增长。四是成本收益率对民丰农合行净利差的影响是正向的，影响程度相对较小。这就说明，就目前民丰农合行发展情况来看，经营管理能力对净利差的影响是正向的，且影响较小。五是贷款占比与民丰农合行净利差之間存在正向相关关系，且贷款占比每提高1个百分点，净利差约增加0.08个百分点。六是违约率对民丰农合行净利差的影响是正向的，且这种影响程度较大。从估计结果可以看出，违约率每上升1个百分点，净利差将会提升约0.29个百分点。这一结论与Angbazo(1997)一致，也说明了，民丰农合行在贷款损失准备的计提上较为规范，其贷款损失能够较准确地反映民丰农合行的贷款质量。
[关键词]净利差；金融机构；决定；相关
一、引言
金融机构作为金融市场的中介，扮演者资金供需的桥梁，吸收资金供给方存款，为资金需求者发放贷款。一直以来，存贷款利差是金融机构利润的主要组成部分，是金融机构盈利的主要源泉。存贷款利差可分为名义利差和净利差两种。其中，名义利差是事前利差，指存款利率与贷款利率之差，反映了金融机构的定价能力。净利差是事后利差。是根据金融机构的利息收入扣减利息支出的数值，反映了金融机构在名义利差基础上资产负债业务的经营成果。与名义利差相比，净利差更能体现金融机构获取净利息收入的能力。
伴随着我国利率市场化改革进程的逐步深化，金融机构的存贷款定价区间逐渐扩大。金融机构如何应对以及是否逐步形成自主有效的定价能力是当前临的一个重要问题。在这场渐进式的利率市场化改革进程中，金融机构净利差不仅受存贷款基准利率变动作用的影响，还受金融机构自身的定价行为影响。因此，分析研究金融机构净利差的决定因素，对于了解金融机构的价格制定具有一定的现实意义。
二、文献综述
利差是度量银行效率的一项重要指标，国内外许多专家、学者专注于银行利差及其影响因素的研究。国外最早研究利差的学者是S，Olson和FSollenberger，他们提出“边际利息差异分析模式”，认为影响银行边际利差的因素是由生利资产与负债的利率敏感性、数量及其组合方式所决定的，并将边际利差的变动解构为数量差异、利率差异与组合差异。Ho和Saunders构建了“交易者模型”，认为净利差水平取决于银行的交易规模、市场结构以及利率波动等因素，并建立了避险与期望效用的综合模型来分析银行利差。McShane and Sharpe對“交易者模型”的假设进行修正，用存款及放款利率来推导模式，认为利差与绝对风险规避程度、市场利率变动的不确定性以及平均交易量之间存在正向相关关系。Allen假定放款具有异质性，认为产品的异质化会导致利差缩小。Freixas和Rochet对完全垄断的Monfi-Klein模型进行了扩展，认为银行越具有市场势力，其存贷款的中间差额就愈大。Kostas Drakos针对银行改革的银行利差影响因素进行分析，认为改革是有效的，减少了银行利差。外国银行的进入减少了银行利差，所有权改革对银行利差有显著地影响，对国有银行影响尤为明显。Santiago Carbo Valverde，Francisco Rodrlguez Fernandez通过对欧洲银行业利差的决定因素进行实证分析，认为影响银行利差水平的因素不仅有银行自身的管理水平、银行业的市场结构等因素，还有宏观经济状况以及制度因素等。
伴随着我国商业银行改革的逐步深化和利率市场化进程的加快，国内对银行利差的研究也逐渐增多。张建华运用DEA，分析法测量银行效率，并在此基础上考察银行效率与银行资产规模、存贷款规模和市场集中度的相关性，认为我国的银行效率和集中度呈负相关关系。李成从金融学视角出发，分析了我国利差变化的轨迹。王聪用总成本替代银行效率，运用多元线性回归对影响银行总成本的因素进行了分析。白当伟从中国银行业市场结构对银行业利差水平影响的角度进行分析，认为银行业市场结构对利差的影响非常大，市场结构每上升1个百分点，银行业利差就会上升0.3个百分点。
鉴于此，本文将以民丰农合行为例，从其自身经营隋况人手，对影响欠发达地区法人金融机构净利差决定因素进行分析。
三、宿迁民丰农合行净利差决定因素的实证分析
(一)变量选取
1.被解释变量的选取。本文的研究对象是净利差，因此将被解释变量确定为净利差。根据HO and Saunders(1981)的定义，本文以净利息收入除以生息资产总额作为净利差(NIM)的估计值。即NIM=(总利息收A，--,总利息支出)，生息资产总额。
2.解释变量的选取。影响金融机构利差的因素既有银行自身内部的因素，如银行资产结构、管理能力、流动性资金等，也有银行业环境因素，如产业结构等，还有宏观经济环境因素，如国民生产总值、物价指数等。本文侧重于分析银行自身内部因素对净利差决定的影响，结合宿迁市实际，从民丰农合行自身经营的特点出发，分析宿迁民丰农合行净利差决定因素。
目前，理论界和学术界尚无一个总体的指标衡量金融机构自身经营情况。本文试图通过衡量银行规模、经营管理能力、资产结构、风险以及对待风险的态度等情况，综合反映民丰农合行的经营情况。
银行规模经济或是不经济直接决定银行的经营成本。一般而言，银行规模提高可以节约成本，这一点已经被Berger(1987)所证实。考虑到以前学者多是用银行的资产量来近似反映银行规模。因此，本文研究过程中，将银行资产量(zcl)也作为解释变量之一。
较高的经营管理能力决定银行较高的利差。一般而言，如果银行具有较高水平的管理能力就意味着银行能够通过自有资产赚取较高利润，同时能够用较低的成本筹集资金。成本收益比率(成本收益比率cbsyl=营业成本(总支出)，总收益)用来衡量银行取得1单位收益所需花费的成本，成本收益比率越高，银行越需要用较高的利差补偿。因此，本文选取成本收益比率来衡量银行的经营管理能力。
资产结构决定了银行的利差水平。贷款资产在总资产中所占的比例能够在一定程度上体现银行资产运用的效率，贷款资产所占比重越大，由于专业化和信息优势，贷款的效率就可能增加，避免了业务多元化所需要的技术和学习成本，自然会为银行带来更多的利差。因此，贷款占比(贷款占比dkl=贷款／总资产)应作为一个解释变量。而现金及法定准备金的持有并不能为银行产生收益，这部分资产越多，银行的机会成本就越大，经营业绩会越不好。我们用备付金，总资产(bfl)来衡量银行的机会成本，并将其作为解释变量。同时，银行业务创新程度越高，中间业务占总资产的比重将越大，利差收入占比就越小。因此，中间业务占比(中间业务占比zjyel=中间业务，总资产)应作为一个解释变量。
银行经营过程中面临许多的风险，其中最重要的是违约风险。考虑到不良贷款数据的不可得性，本文在研究过程中，用贷款损失准备占贷款总量的比率(wyl)来衡量银行的违约风险。
银行对风险态度的不同也直接影响利差的决定。本文沿用McShane and Sharpe(1985)的研究方法，用银行的自有资金(权益净值)占总资产的比例(fxyw)来衡量银行风险厌恶程度。自有资金比例提高，表示银行管理者使用自有资金从事营运活动 的比例上升，而使用负债从事营运的比例下降，这就意味着银行管理者是风险规避者，会扩大其利差。因此，本文将自有资金占比也作为解释变量。
(二)数据检验
1.序列平稳检验。为了保证各个变量时间序列的平稳性，本文运用Eviews5.0对解释变量以及被解释变量进行单位根和协整检验。首先，描绘七个变量的相关图，除净利差以外，其余六个解释变量偏相关函数均是一步截尾，因此，有理由相信六个解释变量可能存在一阶差分。第二，运用最常用的单位根检验方法：ADF检验方法进行单位根检验，结果显示六个解释变量一阶差分序列在0.05％的显著性水平下拒绝原假设，不存在单位根，因此他们是一阶单整的，记为I(1)(详见表一：表一包含解释变量的ADF检验结果)。第三，运用Eviews5.0进行协整检验。估计him、zcl、cbsyl、dkl、bejl、wyl、fxyw的回归方程，保留--残差项，并对残差项的平稳性进行检验，发现，采用显著性水平α=0.05，T=-3.548513小于临界值T，因而拒绝残差项非平稳的原假设，意味着nim、zel、cbsyl、dkl、bejl、wyl、fxyw七个变量是协整的，也就是说他们之间存在长期稳定的均衡关系。
2.格兰杰因果检验。考虑到建立的估计方程是分析民丰农合行净利差决定因素的，因此，要对资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险、对待风险态度是否与净利差之间存在因果关系进行检验。虽然说七个变量序列均是非平稳的时间序列，但由于他们之间存在协整关系，根据Granger检验原理，无需采用差分变形来进行Granger检验。利用Eviews5，0进行估计，并计算F统计量，得到检验结果(详见表二)。
表中数据表明，在90％的显著性水平下，资产量、成本收益比率、贷款占比、违约风险与民丰农合行净利差之间均存在单向Granger因果关系，备付金率与民丰农合行净利差之间存在双向Granger因果关系，对待风险态度与民丰农合行净利差之间不存在双向Granger因果关系。即资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险的变动均能够引起民丰农合行净利差的变化。这就说明，可以用资产量、成本收益t匕率、贷款占比、备付金比率、违约风险来估计民丰农合行净利差的变化。
3.解释变量共线性检验。为了防止解释变量之间存在线性相关关系，影响模型估计结果，我们先对zcl,cbsyl、dkl,bejl,wyl相关性进行检验，发现，zd、cbsyl,dkl,bejl,wyl之间存在较高程度的相关关系(如表三)，因此，决定将对解释变量进行逐个回归。
(三)估计方程
分析被解释变量，我们发现，被解释变量具有很强的周期性，且周期为一年，为了消除这种季节性影响，我们考虑添加三个虚拟变量d2，d3，d4。对解释变量逐个进行估计，得到如下结果：
结果显示，所有级差截距各自均是统计显著的，表明不同季度的净利差的平均水平不同，表现出四个明显的“季度”性。资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险对民丰农合行净利差的解释是显著的，表明资产量、成本收益比率、贷款占比、备付金比率、违约风险能够解释净利差水平的变化。同时，模型拟合度较高，通过了各项显著性检验，DW，AIC，sc均较好。
从影响的方向来看，备付金比率与民丰农合行净利差是负向相关关系，其余解释变量与净利差均为正向相关关系。从贡献度来看，违约风险对净利差的影响程度最大，违约率每提高1个百分点，净利差将增加约0，29个百分点。成本收益率对净利差的影响程度最小，成本收益率每提高1个百分点，净利差将增加约0.012个百分点。
四、结论
根据净利差决定因素的计量分析结果，我们可以初步得出以下结论，一是民丰农合行净利差呈现很强的季度性。即民丰农合行净利差以一年为周期，在每年的四个季度呈现不同的增长趋势。二是备付金比率对民丰农合行的净利差的影响是负向的。即备付金率每上升1个单位，净利差将下降约0，073个单位，这与实际是相符的。因为备付金不能产生收益，如果银行持有备付金越多，它持有的非生利资产就愈多，对银行经营业绩愈不利。三是资产规模与民丰农合行的净利差存在正相关关系。即民丰农合行存在规模经济，随着资产规模的扩大，民丰农合行的平均成本下降，从而使其净利差上升。该结果与国外研究的结论并不一致。主要是因为国外金融机构拥有庞大的资产规模，而民丰农合行资产规模较小，因此民丰农合行资产规模的扩大会促进其净利差的增长。四是成本收益率对民丰农合行净利差的影响是正向的，影响程度相对较小。这就说明，就目前民丰农合行发展情况来看，经营管理能力对净利差的影响是正向的，且影响较小。五是贷款占比与民丰农合行净利差之間存在正向相关关系，且贷款占比每提高1个百分点，净利差约增加0.08个百分点。六是违约率对民丰农合行净利差的影响是正向的，且这种影响程度较大。从估计结果可以看出，违约率每上升1个百分点，净利差将会提升约0.29个百分点。这一结论与Angbazo(1997)一致，也说明了，民丰农合行在贷款损失准备的计提上较为规范，其贷款损失能够较准确地反映民丰农合行的贷款质量。