資料來源與變數分析

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3. 資料來源與變數分析

受限於違約距離的計算需用到銀行的股價^,本文將選取有於台灣上市的銀行做為樣本^,排除未於 台灣上市的本土銀行及外商銀行^; 而本文所選擇之被解釋變數的資料^, 即信用評等的未來展望^, 將採用中華信用評等公司所公布的資料^,為求信用評等準則之統一^,未給予此公司評等的銀行也 將排除於樣本外^;因此^,經過以上因素篩選後^,本文所選擇的銀行為下列¹²間銀行^:第一銀行、 中 國信託銀行、 元大銀行、 台北富邦銀行、 台灣工業銀行、 大眾銀行、 渣打銀行⁽原新竹銀行⁾、 玉 山銀行、 聯邦銀行、 萬泰銀行、 高雄銀行、 中華開發銀行^;然而^, 由於每間銀行處於上市狀態的情 況不一 ⁽如中信銀後來轉為中信金控上市^, 台工銀於²⁰⁰⁴年才上市^), 故各樣本的選取時間將不 全相同^; 樣本選取的區間將介於²⁰⁰⁰年到²⁰⁰⁸年^, 資料頻率為季資料^; 計算解釋變數所需之財 會資料及股價均來自台灣經濟新報資料庫 ^(TEJ)。

於^Logit 迴歸模型分析之前^, 本節將先對所計算出的解釋變數做初步的分析^,檢查各解數變

數計算出來的結果是否有異常的現象。

3.1 違約距離變數分析

由於本文的分析重點為違約距離的解釋力^,故此處將對所算出的違約距離做詳細的分析^,檢驗所 算出的違約距離是否符合預期的想法。 根據式^(2.4)計算出各銀行之違約距離後^, 以下為違約距 離的分配直方圖。

由圖^3.1可知違約距離的分配大致屬於右偏的分配^, 未有特殊的分配型態^,如常態分配^; 大部

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3. 資料來源與變數分析 ¹⁵

Fig. 3.1: 樣本銀行違約距離分配直方圖

0.05.1.15.2Density

0 10 20 30 40 50

dtd

分的違約距離都落在正號的位置^,此情況對於所選取的樣本來說尚屬合理^,因為根據違約距離的 定義^, 若是違約距離呈負值^, 則表示銀行的隱含資產價值已經低於負債^, 將有很高的違約可能^, 但本文所選取的樣本在樣本選取期間內都是正常營運的銀行^,並未有真的倒閉的情況^,所以計算 出來的違約距離大部分應該都呈正數。

接著^,我們將分析違約距離基本統計量與各銀行信用評等之關係。 由表^3.1可知^,大部分曾被

給予 ^twBBB 評等的銀行^, 除了元大銀行外^, 大部分違約距離的平均值都落在⁵以下^, 而且違約

距離最小值落在負數範圍的也都是曾被評等為^twBBB的銀行^;此外^,違約距離最大值較高的銀 行^,大部分信用評等都落在 ^twA以上。 因此^, 我們認為計算出的違約距離數值是合理的^,其與公 司的財務狀況應該有所關聯。

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樣本銀行 ^{Obs. DTD Mean DTD Min DTD Max} Credit rating

第一銀行 ^{11 5.915 2.446 26.933 twAA}

中信銀行 ^{9 4.289 3.194 5.709 twAA}

元大銀行 ^{10 8.216 2.016 42.119 twBBB}

台北富邦銀 ^{11 6.562 2.211 26.371 twAA}

台工銀行 ^{18 9.025 2.552 12.899 twA}

大眾銀行 ^{36 4.754 -0.339 37.617 twBBB}→twA

渣打銀行 ^{28 5.428 -1.251 25.205 twBBB}

玉山銀行 ^{8 13.309 3.945 51.038 twA}

聯邦銀行 ^{36 4.332 1.815 5.880 twBBB}

萬泰銀行 ^{35 2.879 0.427 4.862 twBBB}→twA→twBBB

高雄銀行 ^{36 5.154 -1.452 19.632 twBBB}→twA

開發銀行 ^{7 7.672 3.626 25.875 twAA}

註^1:Obs為各銀行的樣本數;Credit rating為中華信用評等公司給予該銀行的長期信用評等。

註^2: 信用評等的欄位若多於一種評等^,則依箭號表示其信用評等改變情況。

由圖^3.2各銀行的違約距離折線圖看來^, 長期而言^, 各銀行並未有明顯的趨勢^, 僅有些銀行 於特定時期有較明顯的上下變動^, 因此^, 單就圖形的變動看來^, 我們並不認為違約距離有非定態 (nonstationary)的情況存在^, 故於 ^Logit 迴歸模型的套用時^, 違約距離變數將採用原始計算。

3.2 Altman Z-scores 模型比率變數分析

本文根據 Altman (1983) 對非製造業所歸結的四個比率變數 (WC/TA, RE/TA, EBIT/TA, BVE/TL)定義^, 計算出¹⁷間樣本銀行的比率變數^,表^3.2為樣本各比率變數的基本統計量。

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2000q12002q12004q12006q12008q1 2000q12002q12004q12006q12008q1 2000q12002q12004q12006q12008q1 2000q12002q12004q12006q12008q1

1 2 3 4

Tab. 3.2: Altman Z-scores模型比率變數基本統計量 解釋變數 平均數 標準差 最小值 最大值

WC/TA 0.148 0.074 -0.097 0.295

RE/TA 0.0004 0.038 -0.361 0.089

EBIT/TA 0.002 0.014 -0.079 0.075

BVE/TL 0.110 0.179 0.022 1.159

根據表^3.2的數據^, 基本上 ^WC/TA、^RE/TA、^EBIT/TA 比率的數值均落在±1之間的合理 範圍內。 接著^, 我們分析所算出的比率數值是否有非定態的問題存在^, 由 ^RE/TA、 ^EBIT/TA、

EBIT/TA 等比率變數的折線圖看來 ⁽見附錄 ^B), 大部分的曲線都處於平穩的趨勢^, 僅有萬泰

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Chava and Jarrow (2004), Bharath and Shumway (2004)均有探討過描述公司獲利狀況的變 數用來解釋違約情況的重要性。 因此,Duffie, Saita, and Wang 探討了許多總體經濟變數和描

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3. 資料來源與變數分析 ¹⁹

方面^, 個股股票報酬率、 台股加權指數資料來自 ^TEJ, 國庫券利率則來自台灣中央銀行全球資 訊網^;表^3.3為本文所使用控制變數之基本統計量。

Tab. 3.3: 本文所使用控制變數之基本統計量

解釋變數 平均數 標準差 最小值 最大值 Stockreturn 0.008 0.206 -0.611 0.671

Trate 0.024 0.013 0.01 0.049

Index -0.009 0.187 -0.255 0.526

註:Stockreturn為各銀行的股票報酬率^;Trate為台灣國庫券的利率^;Index 為台股加權指數。

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在文檔中 台灣銀行產業違約風險之探討:財會比率變數與違約距離之比較 - 政大學術集成 (頁 23-29)