互联网金融不同阶段对银行盈利能力的作用分析

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互联网金融不同阶段对银行盈利能力的作用分析

  据表2的结果可以看出因变量对log(x1)、log(x3)的组合回归结果最为显着,因此用互联网信息服务日收盘价、其他互联网服务日收盘价来作为衡量互联网金融发展状况的指标最为合适。

  同时,由表2可以看出,互联网金融指标x1,x3在对银行日收益率、招商银行日收益率以及民生银行日收益率的回归中,t检验中得到的t值均为负,且绝对值均大于3,表明自变量x1,x3对因变量产生反向影响且影响效果较为显着。 由此可以得出,2005-2012年期间,尽管处于起步阶段,互联网金融的发展仍对商业银行的收益率带来了极大冲击,对其盈利能力产生了较大的负面影响。

  此外,在互联网金融指标x1,x3对新力金融日收益率的回归中,t检验中得到的x3的t值均为负,且绝对值均大于3,在互联网金融指标x1,x3对金证股份日收益率的回归中,t检验中得到的x1的t值均为负,且绝对值均大于3,表明自变量x1,x3分别对因变量产生反向影响且影响效果较为显着。

由此可以得出,在2005-2012年互联网金融的起步阶段,互联网金融的发展对新兴的互联网金融公司产生了负面而非积极影响。   年间互联网金融对商业银行盈利能力的回归分析  2013-2018年是互联网金融的高速发展阶段,尤其是金融理财产品和小额信贷业务的快速发展,对商业银行的运营产生了不小的冲击,进一步影响到商业银行的盈利能力。 选取这一时期的统计数据运用进行分析,将银行日收益率招商银行日收益率民生银行日收益率新力金融日收益率金证股份日收益率分别作为因变量,与互联网信息服务日收盘价(x1)其他互联网服务日收盘价(x3)进行多元对数回归,得到的样本可决系数(R2)、T检验、F检验的结果见表3(如表3所示)。

  由表3可以看出,互联网金融指标x1,x3在对银行日收益率、招商银行日收益率以及民生银行日收益率的分别回归中,每个回归中t检验得到的t值均为一正一负,且绝对值较小,表明自变量x1,x3对因变量的影响效果显着性较低,且自变量x1,x3开始对因变量产生一定的积极影响。 由此可以得出,2013-2018年期间,在互联网金融的高速发展阶段,相对于起步阶段来说,互联网金融的发展对商业银行盈利能力的消极影响大有减弱的趋势,且开始产生一定的积极影响。