楊錦偉 趙薇 濮騰越

摘要：以河南省地方商業(yè)銀行為例，從資本收益率，非利息收入占比，資本充足率等方面基于回歸分析模型分析第三方支付對于銀行總收益率的影響。分析發(fā)現(xiàn)，第三方支付規(guī)模的擴張對河南省地方商業(yè)銀行均產(chǎn)生負面影響。最后，對地方商業(yè)銀行提高業(yè)務(wù)能力、獲得多元化收入及提高總資產(chǎn)收益率提出建議。

關(guān)鍵詞：第三方支付；地方商業(yè)銀行；收益率；多元回歸分析

中圖分類號：F23文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2022.24.056

0引言

第三方支付業(yè)務(wù)的超速發(fā)展，在填補商業(yè)銀行服務(wù)空白的同時，必然對商業(yè)銀行的資產(chǎn)、負債、中間等業(yè)務(wù)都產(chǎn)生一定的沖擊，進而影響商業(yè)銀行的盈利增長。由于新冠疫情等復(fù)雜因素的擾動影響，第三方支付對商業(yè)銀行造成的沖擊也愈加深刻。鄭迎飛（2017）定量分析發(fā)現(xiàn)第三方支付的交易規(guī)模對商業(yè)銀行在用戶規(guī)模上的競爭有正向相關(guān)性，表明二者之間存在競合戰(zhàn)略關(guān)系。羅暘洋（2021）通過博弈論和雙層網(wǎng)絡(luò)演化揭示了競合關(guān)系中第三方支付機構(gòu)的分化后果以及中小支付機構(gòu)的困境。謝太峰（2019）以2009-2018年10年間15家上市銀行的面板數(shù)據(jù)為對象樣本，建立相對最有回歸模型，分析發(fā)現(xiàn)第三方支付對地方商業(yè)銀行整體盈利、利息凈收入產(chǎn)生負向影響，卻對中間業(yè)務(wù)盈利呈正向影響。傅艷（2019）以16家上市銀行13個季度的數(shù)據(jù)為樣本，建立面板模型進行回歸分析，認為互聯(lián)網(wǎng)金融業(yè)務(wù)對銀行中間業(yè)務(wù)存在一定負面影響。裴平（2020）詳細分析了互聯(lián)網(wǎng)貨幣基金、第三方支付、網(wǎng)絡(luò)借貸對商業(yè)銀行流動性的負面影響依次遞減。以上述文獻為代表的研究主要關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)金融對較大規(guī)模上市股份制銀行的影響分析，由于選取樣本不同、數(shù)據(jù)選取時間區(qū)間不同，得到的結(jié)果也不盡相同，但總體上，認為第三方支付對商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)產(chǎn)生負面影響。近期，朱芊（2020）開始關(guān)注第三方支付對中小銀行中間業(yè)務(wù)的定量分析。杜朝運（2020）以福建某銀行個體為例分析其與第三方支付關(guān)系。而對河南省地方商業(yè)銀行的關(guān)注仍是空白。

本文為服務(wù)河南經(jīng)濟發(fā)展，以河南省地方商業(yè)銀行為研究目標，擬在已有的地方銀行年報數(shù)據(jù)支撐下，以中原、鄭州、平頂山和洛陽四家地方商業(yè)銀行為例進行實證研究，從資本收益率，非利息收入占比，資本充足率等方面基于回歸分析模型分析第三方支付對于銀行總收益率的影響，以期為河南地方商業(yè)銀行應(yīng)對第三方支付業(yè)務(wù)沖擊、加速服務(wù)創(chuàng)新等提供參考意見。

1多元線性回歸模型

多元線性回歸模型的一般形式為：

Y=β0+β1X1+β2X2+…βkXk+μ

其中k為被解釋變量的次數(shù)，βj（j=1，2，3…，k）為回歸系數(shù)。

若給出一組觀測值{（Xi1，Xi2，…Xik，Yi）：i=1，2，…n}，則總體回歸模型可寫成下式：

Yi=β0+β1Xi1+β2Xi2+…βkXik+μii=1，2，…，n

或：

Yi=Xiβ+μii=1，2，…，n

其中Xi=（1，Xi1，Xi2，…Xik），β=（β0，β1，…βk）′

2實證分析

2.1數(shù)據(jù)來源及說明

本文以第三方支付、河南省地方銀行作為研究對象，選取2014年到2019年數(shù)據(jù)作為樣本，第三方支付數(shù)據(jù)來源于艾瑞咨詢及中國清算協(xié)會等，河南省地方商業(yè)銀行數(shù)據(jù)來源于各銀行公開年報。對于實證研究模型所涉及的一些相關(guān)變量處理后做如下說明：

（1）第三方支付規(guī)模（TPP）：以移動支付交易量作為第三方支付的代表，取對數(shù)作為變量，仍記為TPP。TPP越大表明第三方支付規(guī)模越大，反之越小。

（2）非利息收入占比（NI）：以NI來表示，即除了利差收入之外的營業(yè)收入。非利息收入占比=非利息收入/營業(yè)收入，NI越大，營業(yè)收入越高，業(yè)務(wù)能力越強，反之越低。

（3）銀行的盈利能力（ROA）：以商業(yè)銀行的扣除非經(jīng)常性損益后的加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROA）來表示。ROA越大表明商業(yè)銀行盈利能力越強，反之越弱。

（4）資產(chǎn)負債業(yè)務(wù)能力（LOR）：即貸存比，LOR越大表明銀行的貸款業(yè)務(wù)越好，反之不容樂觀。

（5）商業(yè)銀行資本充足程度（CAR）：即資本充足率，CAR越大表明商業(yè)銀行的資本充足率越高，反之越低。

（6）凈利差（NMI）：NMI越大表明商業(yè)銀行的資金來源的成本與資金運用的收益之間的差額越大，在利率市場化下的系統(tǒng)效率越高。

2.2基于多元回歸的第三方支付對河南省地方商業(yè)銀行收益率影響分析

在綜合考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及數(shù)據(jù)的有效性，本文選取了4家銀行的年報相關(guān)指標進行分析，分別為平頂山銀行、鄭州銀行、洛陽銀行、中原銀行。該部分數(shù)據(jù)主要來源于2014-2019年度河南省地方商業(yè)銀行的各年年報。

在資本結(jié)構(gòu)方面涉及的數(shù)據(jù)指標分別為2014-2019年4家地方銀行的總資產(chǎn)收益率（ROA）、資本充足率（CAR）、成本收入比（CTIR）、凈利差（NMI）、非利息收入占比（NI），本部分的實證階段分為兩部分：使用因子分析法將銀行的盈利能力的指標通過分析系數(shù)來評價綜合得分；然后根據(jù)綜合得分把資本結(jié)構(gòu)方面涉及的相關(guān)數(shù)據(jù)代入，進行多元回歸分析，再對于多元回歸分析的結(jié)果進一步分析TPP對于商業(yè)銀行的盈利方面的影響。

2.2.1數(shù)據(jù)因子分析

首先對4家銀行的盈利性指標進行描述性分析如表3。

使用Eviews軟件對4家銀行的盈利性指標進行描述性分析，得知其樣本均值、中位數(shù)、最大值、最小值和標準差，可以看出TPP的標準差比較大，NMI的波動最小。

為了進行多元回歸模型，我們將TPP作為模型的因變量，記為Y，把ROA、CTIR、NMI、CAR、NI五個指標作為自變量，依次設(shè)為，同時使用Eviews軟件進行分析求解，其步驟為：（1）將選取的分析指標導(dǎo)入到軟件中；（2）提取重要因素，剔除次要因素；（3）建立多元回歸方程。

2.2.2洛陽銀行多元回歸分析模型

由Eviews得到相關(guān)系數(shù)矩陣，分析解釋變量之間的兩兩相關(guān)情況，如表2所示。

由表2可以看出，被解釋變量ROA與解釋變量TPP、NMI的相關(guān)系數(shù)的絕對值大于0.7，因此ROA與兩者之間可能存在高度的線性相關(guān)關(guān)系。ROA與CAR之間的相關(guān)系的絕對值接近于0.6，在一定程度上存在著相關(guān)性。被解釋變量ROA與解釋變量LOR、NI之間也存在較弱的線性相關(guān)關(guān)系。

對洛陽銀行相關(guān)變量回歸分析，得到ROA與各盈利指標之間線性關(guān)系的模型為：

ROA=31.30276-0.055605*TPP+0.324167*NI-0.180081*LOR

模型檢驗：擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ椭蠷2=0.9437，大于0.75且接近于1，說明3個解釋變量對被解釋變量的解釋能力為94.37%。

對上述模型通過F檢驗來檢驗有關(guān)ROA的回歸模型整體線性關(guān)系的顯著性，再通過T檢驗來比較模型的解釋變量與被解釋變量的差異是否顯著，以此觀察解釋TPP等指標對于ROA整體的影響程度。

F檢驗表明解釋變量第三方支付規(guī)模（TPP）、貸存比（LOR）、凈利差（NMI）聯(lián)合起來對被解釋變量總資產(chǎn)收益率（ROA）有顯著性影響.T檢驗表明解釋變量第三方支付規(guī)模（TPP）對被解釋變量總資產(chǎn)收益率（ROA）有顯著性影響；貸存比（LOR）、凈利差（NMI）在本次回歸分析對被解釋變量顯著性影響較弱。

對模型進行逐步回歸改進，最終建立解釋變量TPP與被解釋變量ROA的關(guān)系模型為：

ROA=21.95131-0.0580256*TPP

進行擬合優(yōu)度檢驗，結(jié)果為R2=0.9142，接近于1，擬合程度較高，解釋變量對被解釋變量解釋程度為91.42%。

由上述模型，我們不難發(fā)現(xiàn)，ROA系數(shù)為正，TPP和ROA成正比關(guān)系，且在各指標中ROA與TPP之間的影響程度最高，TPP與ROA之間有相互促進的作用，而NMI系數(shù)為負，TPP與NMI之間成反比關(guān)系，二者之間有相互阻礙的效用。

綜上，在對洛陽銀行的總資產(chǎn)收益率（ROA）進行多變量回歸分析中：首先，引入了宏觀控制變量GDP和消費者價格指數(shù)CPI，發(fā)現(xiàn)檢驗不通過；其次，針對核心解釋變量TPP和內(nèi)生控制變量NI、LOR等進行多元回歸，發(fā)現(xiàn)可以建模分析，但有些指標不顯著；最后，進行逐步回歸，得到ROA與TPP的核心方程。其方程系數(shù)表明，第三方支付規(guī)模（TPP）每增加1個單位，都會使得洛陽銀行的總資產(chǎn)收益率降低0.0580256個單位，二者之間呈現(xiàn)負相關(guān)。

2.2.3平頂山銀行多元回歸分析模型

與洛陽銀行多元回歸分析過程一致，對平頂山銀行的總資產(chǎn)收益率（ROA）進行多變量回歸分析，可得到ROA與各盈利指標之間線性關(guān)系的模型為：

ROA=40.74219-0.056572*TPP+2.747476*NMI-0.200617*LOR-1.581567*CAR

模型檢驗：擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ椭蠷2=0.9947，大于0.75且接近于1，說明４個解釋變量對被解釋變量的解釋能力為99.47%．T檢驗結(jié)果表明解釋變量第三方支付規(guī)模（TPP）對被解釋變量總資產(chǎn)收益率（ROA）有顯著性影響；資本充足率（CAR）、貸存比（LOR）、凈利差（NMI）在本次回歸分析對被解釋變量顯著性影響較弱。

引入宏觀控制變量GDP和消費者價格指數(shù)，發(fā)現(xiàn)檢驗不通過；其次，針對核心解釋變量TPP和內(nèi)生控制變量CAR、LOR、NMI等進行多元回歸，發(fā)現(xiàn)可以建模分析，但有些指標不顯著；對模型進行逐步回歸，可得解釋變量TPP與被解釋變量ROA的關(guān)系模型為：

ROA=13.99980-0.058646*TPP

進行擬合優(yōu)度檢驗，結(jié)果為R2=0.9062，接近于1，擬合程度較高，解釋變量對被解釋變量解釋程度為90.62%。TPP系數(shù)為-0.058646<0，TPP和ROA成反比關(guān)系，TPP與ROA之間有相互抑制的作用。

2.2.4鄭州銀行多元回歸分析模型

對鄭州銀行的總資產(chǎn)收益率（ROA）進行多變量回歸分析。首先，引入了宏觀控制變量GDP和消費者價格指數(shù)，發(fā)現(xiàn)檢驗不通過；其次，針對核心解釋變量TPP和內(nèi)生控制變量CAR、LOR、NMI等進行多元回歸，得到模型

ROA=-37.57516-0.029688*TPP+9.013744*NMI-0.108974*LOR+3.423477*CAR

由模型可見，凈利差（NMI）對總資產(chǎn)收益率（ROA）的影響最大，系數(shù)為9.0137>0，TPP和ROA成反比關(guān)系，且在各指標中ROA與LOR之間的影響程度最低，NMI、CAR與ROA之間有相互促進的作用，而TPP系數(shù)為-0.0296<0，ROA與TPP、LOR之間成反比關(guān)系，二者之間有相互阻礙的效用。

為了同一對比TPP對地方銀行的收益率影響效果，建立鄭州銀行模型ROA與TPP的回歸分析核心方程：

ROA=25.27554-0.073018*TPP

進行擬合優(yōu)度檢驗，F(xiàn)檢驗和T檢驗，驗證模型有效。其方程系數(shù)表明，第三方支付規(guī)模（TPP）每增加1個單位，都會使得鄭州銀行的總資產(chǎn)收益率降低0.073018個單位，二者之間呈現(xiàn)負相關(guān)。

2.2.5中原銀行多元回歸分析模型

對中原銀行的總資產(chǎn)收益率（ROA）進行多變量回歸分析。首先，引入了宏觀控制變量GDP和消費者價格指數(shù)，發(fā)現(xiàn)檢驗不通過；其次，針對核心解釋變量TPP和內(nèi)生控制變量CAR、LOR、NMI等進行多元回歸，得到ROA與各盈利指標之間線性關(guān)系的模型為：

ROA=11.65953-0.012938*TPP+1.996259*NMI-0.033165*LOR

T檢驗表明：解釋變量第三方支付規(guī)模TPP、凈利差（NMI）的T統(tǒng)計量的P值<0.05，說明解釋變量第三方支付規(guī)模TPP、凈利差（NMI）分別對被解釋變量有顯著性影響。解釋變量貸存比（LOR）的T統(tǒng)計量的P值>0.05，說明解釋變量貸存比（LOR）對被解釋變量沒有顯著性影響。

進行逐步回歸，得到ROA與TPP、NMI的核心方程：

ROA=9.873269-0.015097*TPP+1.900261*NMI

進行擬合優(yōu)度檢驗，結(jié)果為R2=0.9962，接近于1，擬合程度較高，發(fā)現(xiàn)，TPP系數(shù)為負，TPP和ROA成反比關(guān)系，TPP與ROA之間有相互阻礙的作用，而NMI系數(shù)為正，且在各指標中ROA與NMI之間的影響程度最高，NMI與ROA之間成正比關(guān)系，二者之間有相互促進的效用。

為了同一對比TPP對地方銀行的收益率影響效果，建中原銀行模型ROA與TPP的回歸分析模型：

ROA=18.12757-0.032778*TPP

進行擬合優(yōu)度檢驗，F(xiàn)檢驗和T檢驗，驗證模型有效。其方程系數(shù)表明，第三方支付規(guī)模（TPP）每增加1個單位，都會使得中原銀行的總資產(chǎn)收益率降低0.032778個單位，二者之間呈現(xiàn)負相關(guān)。

3總結(jié)與討論

3.1第三方支付對四家銀行影響對比分析總結(jié)

以河南省四家地方商業(yè)銀行的總資產(chǎn)收益率ROA為目標變量，綜合分析第三方支付規(guī)模TPP等指標對其產(chǎn)生的影響。由于這四家地方銀行的年度公報數(shù)據(jù)有限，尤其中原銀行2014年才合并組建，首先考慮面板數(shù)據(jù)模型時，檢驗不通過；其次，對四者分別進行了影響ROA的回歸分析建模，發(fā)現(xiàn)引入宏觀控制變量GDP和消費者價格指數(shù)CPI時檢驗不通過，內(nèi)生控制變量CAR、LOR、NMI等指標有時不顯著；最后，進行逐步回歸，得到ROA與TPP的核心方程。

檢驗結(jié)果表明，每當?shù)谌街Ц兑?guī)模TPP增加1個單位，會使得中原銀行ROA減少0.032778個單位、洛陽銀行ROA減少0.058026個單位、平頂山銀行ROA減少0.058646個單位、鄭州銀行ROA減少0.073018個單位。即，第三方支付規(guī)模的擴張對河南省地方商業(yè)銀行均產(chǎn)生負面影響，且對中原銀行負面影響最弱，對鄭州銀行負面影響最強。

3.2相關(guān)建議

對地方商業(yè)銀行來說，要從以下方面提高業(yè)務(wù)能力，獲得更多元化收入及提高總資產(chǎn)收益率：

（1）宏觀方面，地方商業(yè)銀行應(yīng)通過創(chuàng)新存貸服務(wù)，積極與第三方支付合作，以傳統(tǒng)銀行的專業(yè)技術(shù)性等優(yōu)勢限制高風險交易以及不恰當?shù)馁J款業(yè)務(wù)，加強風險監(jiān)管體系，使線下存貸的低風險性與第三方支付的便捷性相輔相成，共同關(guān)注客戶體驗，改善近兩年較為萎靡的營業(yè)利潤，提高收入水平。

（2）微觀方面，首先，地方商業(yè)銀行可以利用互聯(lián)網(wǎng)的便利性，逐步推出網(wǎng)上交易平臺以及線上客服等創(chuàng)新型柜臺業(yè)務(wù)，開發(fā)相對應(yīng)的APP或者交流社區(qū)，其次，整合規(guī)范銀行的理財產(chǎn)品個性化以及財富管理產(chǎn)品，積極開發(fā)鄉(xiāng)村振興金融產(chǎn)品、做好“三農(nóng)”金融服務(wù)；及時進行內(nèi)部培訓(xùn)以提高工作人員的工作素養(yǎng)、加強與地方高校聯(lián)系，培養(yǎng)適應(yīng)地方經(jīng)濟發(fā)展的金融領(lǐng)域人才等，以銀行本身的安全性為優(yōu)勢提高客戶滿意度，結(jié)合社會大環(huán)境以獲得相對優(yōu)勢。

（3）貼近地方民生，開發(fā)小額貸款業(yè)務(wù)，簡化手續(xù)，完善信用風險評估體系。采取親民措施，為廣大居民及商戶提供優(yōu)質(zhì)便捷的金融產(chǎn)品和服務(wù)，積極利用微信公眾號、抖音媒體等新興媒體做好宣傳工作，積極開展掃碼送積分等多元化的活動，提高第三方支付市場占有率。

為了更好地服務(wù)地方區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，地方商業(yè)銀行加快合并步伐，爭取做大做強，將有助于提升其經(jīng)營效率、降低風險、增強市場競爭力。

參考文獻

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基金項目：河南省科技廳軟科學(xué)項目（192400410074）；平頂山學(xué)院應(yīng)用型課程建設(shè)（2019-YYYKC14）。

作者簡介：楊錦偉（1983-），男，河南葉縣人，博士，副教授，從事金融統(tǒng)計分析研究。