银行系统论文我国商业银行效率状况的产权制度及宏观影响因素研究doc.docx
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银行系统论文我国商业银行效率状况的产权制度及宏观影响因素研究doc
银行系统论文：
我国商业银行效率状况的产权制度及宏观影响因素研究①
摘要：
本文采用自由分布法（DFA），利用似不相关回归估计测算了我国商业银行的X-利润效率状况并分析了产权制度与宏观影响因素。
实证检验发现，我国国有银行和股份制银行的X-利润效率存在结构性差别，产权制度是造成这种差异的关键原因；GDP增长率、所有者权益比率、固定资产投资增长率对效率水平产生正影响，其中GDP增长率的影响最大；M2和CPI产生了负影响。
在此基础上，本文分析了各个因素影响商业银行效率的作用机制，并提出了相应的对策和建议。
关键词：
X-利润效率自由分布法产权制度与宏观影响因素
一、引言
商业银行是我国金融体系的主体,其效率的改进对于我国金融资源利用率的提高有着重要的作用。
到2004年8月末，我国金融资产总额达到33万亿元，而商业银行资产达到22万亿元，占比重近70%。
照比例推算，如果商业银行资产利润率提高1%,我国金融资源利润率将提高0.7%。
我国已经加入WTO，并承诺5年内逐步放松对外资金融机构进入我国的地域和业务管制，银行业的激烈竞争即将到来。
中国商业银行要在激烈竞争的市场中求得生存和发展，必须发挥自身的比较优势并提高竞争优势，而竞争优势的本质是效率优势。
在这样的背景下，研究我国商业银行的效率结构，效率状况及其影响因素，影响方式和影响程度具有重要的理论价值和现实意义。
银行效率结构包括规模效率、范围效率和X—效率②。
传统理论认为效率来自规模经济和范围经济，即银行要通过规模扩张、业务范围扩大或产品的多样化来降低成本。
但是，Berger和Humphrey（1994）的研究表明，规模或范围经济导致的无效率不超过总成本的5%；相反，反映管理能力的X—无效率所导致的效率损失却为总成本的20%。
因此，管理效率即X—效率是决定金融机构经营绩效至关重要的因素。
国内学者对我国商业银行规模或范围经济作出实证研究的有赵怀勇和王越（1999）、徐传湛（2002）等。
秦宛顺和欧阳俊（2001）、张健华（2003）利用DEA方法（DataEnvelopmentAnalysis），钱蓁（2003）和姚树洁（2004）利用随机前沿方法（Stochasticfrontierapproach—SFA）对我国商业银行X—效率状况及其微观影响因素作过实证分析。
由此可见，国内学者对银行效率已作过不少有益的研究，但主要集中在规模效率和范围效率及其微观影响因素，研究方法主要是非参数方法和基于超越对数成本参数的参数估计法；研究X—效率的文献很少，研究银行效率的宏观影响因素的文献到目前为止也很少见。
另一方面，我国商业银行近二十年来进行过一系列的改革，但主要是以机构扩张和金融工具创新为主，商业银行的产权制度改革一直滞后，其代理链条繁且长；银行治理制度落后，委托代理成本居高不下，管理效率低下（易纲、赵先信，2001）。
综上所述，基于管理效率的重要性，以及中国商业银行的现实经营状况和效率研究现状，本文从一个全新的视角来研究我国商业银行效率：
运用自由分布技术（Distribution—freeApproach,简称DFA）分别研究具有不同成本参数的国有银行和股份制银行的X—效率及其宏观影响因素。
二、研究方法设计
1、研究方法选择
Farrel（1957）第一次引进前沿生产函数来评价企业资源利用率和生产效率的高低。
前沿分析的核心是根据已知的投入产出观察值，确定所有可能的投入产出的外部边界（即生产前沿面），使所有产出值位于边界之内，所有投入值位于边界之外，每个观察值与边界的距离即为该生产点的效率。
在实际应用中，前沿效率是一种相对效率而不是绝对效率，即效率前沿面始终由样本中最佳机构或其组合（效率值为100%）构成（Berger,A.N.和Mester,L.J,1997）。
根据是否需要估计前沿生产函数中的参数，前沿效率分析可以分为参数估计和非参数估计两种方法。
其中数据包络分析（DEA）和无界分析（freedisposalhull—FDH）属于非参数方法，随机前沿方法、自由分布方法和厚前沿方法（thickfrontierapproach—TFA）属于参数方法（Berger,Humphrey,1997）。
上述五种前沿分析技术用于确定最佳边界时各有利弊。
非参数方法忽略价格对前沿效率的影响，只能测算投入过多或产出太少的技术无效率，不能说明配置效率对投入产出的影响，因而测算成本效率和利润效率时不能采用非参数方法；另一方面，非参数方法没有考察由计量误差、运气等偶然因素引起的随机误差，因而，如果存在随机误差，则非参数方法确定的前沿效率可能偏离实际前沿效率，并最终导致效率的估计值是有偏差的（Berger.A.N和Mester.L.J.,1997）。
本文测算的是四家国有银行和十家股份制银行自1996年到2002年的利润效率；基于上述两点考虑，本文不采用非参数方法，而采用参数方法。
随机前沿方法（SFA）引进了复合误差项，即成本函数或利润函数受到来自低效率值u和随机误差项v的共同影响；并假定随机误差v服从标准正态分布等对称分布，低效率值服从截断正态分布和半正态分布等非对称分布。
自由分布方法（DFA）与随机前沿方法一样，定义了前沿效率的函数形式，但以一种不同的方法区分低效率值和随机误差。
首先，DFA没有指定低效率值和随机误差的分布形式，适用范围更广；其次，DFA假定企业的营运效率在一段时间内里是稳定的，随机误差的平均数趋近于零（Berger,A.N.和Mester.L.J.,1997），因而能够分离X无效率项和随机误差项，通过计算样本数据中的各个机构的平均残差与前沿效率之间的距离，就可得到各个机构的效率值；最后，虽然随机前沿方法中的假定使低效率值的分布更加灵活，但截断正态分布和分布接近于随机误差的正态分布，因而很难将低效率值和随机误差项区分开来（BauerandHancoker,1993;Berger,1993）。
综上所述，本文采用参数方法中的自由分布法。
2、自由分布法
自由分布法由Berger于1993年提出，是前沿效率分析中的参数方法之一。
自由分布法分为三步：
首先定义前沿生产函数的形式，利用回归方法确定效率前沿面，然后测算每家银行相对于效率最佳机构的距离（即X-效率水平），最后分析X-效率水平的影响因素。
处于效率前沿面的银行是指在一定约束条件下，成本最低或利润最大的银行，它是样本中表现最好的银行，其效率是100%；DFA方法通过分离X无效率项和随机误差项，从而计算出每个银行的效率值（即X—效率）。
由此可见，X-效率是一种相对效率，它会跟随样本数据的变化而变化；不过，在一定时期内，X-效率的排序还是比较稳定的。
在利用DFA方法进行分析时，因变量可选择成本或利润，因而X-效率相应地分为X-利润效率、X-成本效率。
X-利润效率只能考虑各个银行对成本最低的银行的偏离程度；而利润是收入与成本之差，利润最大化才是企业的经济目标，因而X利润效率是一种综合效率，它既能考察各个银行对成本最低银行的偏离程度，又能考察各个银行对利润最高银行的偏离①。
所以本文选择超越对数利润函数。
假定商业银行利润函数的对数形式:
（1）
其中π为利润，w为投入品价格，p为产出品价格，z代表投入或产出数量，u为影响利润的其他因素，x为无效率项，v为随机误差项，θ为正常数，以保证（πit+θ）大于零。
定义X-利润效率为银行i的实际利润与样本中最佳银行的利润之比，则
（2）
其中
为第i个银行的自由分布估计值DFEi（DistributionFreeEstimator），
是所有银行自由分布估计值中最大的一个，设为DFEmax。
当θ=0时，
（2）式转化为
（3）
DFA方法中，将X无效率项和随机误差项当成一个复合误差项，即
，由于
，所以
（4）
通过上述计算不难看出，DFA方法假设每个银行的X无效率值是样本观察时期内T个X无效率值的平均值，因而是一个不变的数。
实际上，样本观察期内，如果银行通过各种措施加强管理，提高了效率，则X无效率值的波动会很大，因而根据上述方法计算出来的X-效率水平无法动态的反映银行管理效率的变化。
为此，本文提出X-效率水平的第二种算法：
定义银行i的X无效率值为
，且
，则
（5）
对模型
（1）的变量具体化，则模型
（1）可写成：
（6）
其中，PTA：
银行税前利润总额；y1：
银行存款总额；y2：
银行贷款总额；z1：
利息收入；z2：
手续费收入和投资收益；xit：
无效率项；vit：
随机误差项；其它参数为相应的回归参数。
3、X-利润效率的宏观影响因素
许多国外学者的实证分析表明，银行内部管理水平和外部环境均会对银行效率产生影响。
Yi-KaiChen（2001）认为，小银行比大银行更容易受到证券市场、商业经济周期等客观因素影响，GDP增长率、失业率、以及经济先行指标例如货币供应量（M2）增长率均对银行效率产生正面影响，美国20世纪90年代以来的银行管制变革也对银行效率产生了重大影响。
Berger和Mester（1997）研究表明，资产规模对银行效率的影响并不明确，不良贷款低和资本化率高的银行拥有较高的效率。
国内学者近年来对银行效率及其影响因素作出不少实证分析。
我们曾利用超越对数函数模型，从收益的角度，对我国四大国有银行和十家股份制银行1996年到2001年的经营情况进行实证研究，估算出各家银行的规模经济系数和范围经济系数，发现大部分商业银行规模不经济而范围经济，规模不经济的程度与银行资产规模呈正相关关系。
股份制商业银行的范围经济系数高于国有商业银行的范围经济系数，范围经济系数与银行资产规模没有必然联系（王聪、邹朋飞2003）。
而后，我们进一步运用对数成本函数模型进行实证研究，实证检验表明，我国国有商业银行和股份制商业银行之间存在结构性差异，国有商业银行规模不经济，股份制商业银行规模经济，产权制度是造成这种差异的重要因素；技术进步对国有银行效率的提高有促进作用；资本价格和劳动力价格对股份制银行效率影响显著，但是对国有银行的影响在较高的显著水平下才能通过检验；存贷比对国有银行有影响很大，对股份制银行影响不大；用贷款呆帐准备金与贷款总额比率衡量的资产质量对两类银行的影响均不显著；相反，所有国有企业及规模以上非国有企业的自有资本利润率对两类银行均产生重大影响；市场集中度对股份制银行的影响比国有银行要大得多（王聪、邹朋飞2004）。
这些研究对影响我国商业银行效率的行业因素、银行基本特征因素及其影响方式、影响程度进行了积极的探索，但忽视了宏观因素等对银行效率的影响。
本文在对我国商业银行产权制度分析的基础上，进一步分析GDP增长率、固定资产投资增长率、货币供应量、股票市场直接融资与银行贷款之比衡量的融资结构、通货膨胀率、企业整体效率等宏观因素对银行效率的影响，以期对影响我国银行效率的原因作出全面分析。
具体模型如下：
其中，X_EFFi：
第i个银行的X-效率；GDP：
国内生产总值的增长率；FA：
全社会固定资产投资增长率；M2：
货币供应量（M2）的增长率；BS：
股票市场融资额与银行贷款与比；π：
通货膨胀率；PR：
全部国有及规模以上非国有工业企业的自有资本利润率；为控制微观因素的影响，引进变量D和E/A（D:
所有权特征虚拟变量，国有银行取1，股份制银行取0；E/A:
所有者权益/总资产）；ε：
随机误差项。
三、实证结果及分析
本文选取十四家银行1996—2002年的相关数据作为研究基础，这些银行是：
中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行、中信实业银行、光大银行、民生银行、招商银行、广东发展银行、深圳发展银行、上海浦东发展银行、福建兴业银行；本文数据来自《中国金融年鉴》（1997—2003）。
四大国有银行的税前利润没有充分计提不良贷款的坏帐准备金。
农行不良贷款率最高，中行最低，建行和工行相差不远，所以在回归时，对它们的税前利润作如下处理：
（1）农行①：
取各年数据的60%；
（2）中行：
取各年数据的80%；（3）建行和工行：
取各年数据的70%。
本文采用Eviews软件中的似不相关回归估计方法。
其理由如下：
（1）本文选用1996年至2002年的年度数据，跨度较短，因而不存在自相关；
（2）在某一特定年份，不同银行可能同时受到一些共同宏观因素的影响，因而不同银行的回归方程的随机项是相关的；（3）当同时期相关存在时，合并时间序列数据和截面数据的似不相关回归估计比单独估计每个方程更有效（张定胜，2000）。
1、样本银行效率值排名及其产权制度分析
利用模型（6）测算X-无效率值,采用模型（3）计算X-效率水平,结果见表1。
表1显示，样本期间，民生银行和招商银行效率最高，农业银行和广东发展银行效率最低；所有银行的平均效率为60.53%。
这说明各银行间的效率差别很大，我国商业银行的整体效率有待进一步提高。
股份制银行比四大国有银行的排名靠前，两者的平均效率分别为66.67%和41.12%，效率差别较大。
在影响国有银行和股份制银行的效率差别的因素中，企业产权制度是诸多问题的根源。
发达市场经济条件下的商业银行几乎都是以自然人产权为基础的上市公司。
现代企业理论的契约理论、委托-代理理论将产权视为外生变量，主要讨论不同契约安排所产生的后果并借此对企业组织形式进行选择，强调了契约、激励与约束机制对确保交易各方的重要性，通过对企业各利益相关主体的委托-代理关系以及由此产生的各种代理成本的分析，解释了现代公司企业制度出现的原因。
商业银行的基本功能是充当金融中介，降低经营风险并获益。
商业银行降低经营风险并获益的能力除受到资本充足率的影响外，还受到委托人对待风险的态度和代理人引致的代理成本两个因素的影响。
如果商业银行的绝对控股股东是政府或者代表政府行使所有权的机构及其代理人,商业银行将拥有足够的市场垄断力，破产的威胁小，则政府或者代表政府行使所有权的机构及其代理人，都有可能表现为风险偏好。
此外，给定股东的风险偏好，当代理人能够以股东或债权人的利益为代价追求自己的目标时，商业银行将面临更高的风险。
所以商业银行的产权制度及其决定的治理结构是影响商业银行控制风险、获取收益和提高效率水平的关键因素。
我国四大国有商业银行的国家所有权这恰好是政府处于市场垄断地位，因而它们可能表现为风险偏好；而且，我国商业银行的所有者（政府）实际缺位及其导致的不完善的法人治理结构决定了四大国有商业银行的效率水平比股份制银行要低。
排名
银行名称
自由分布估计值
X-效率水平（%）
1
民生银行
0.6325
100.00
2
招商银行
0.5435
91.48
3
中信实业银行
0.4913
86.83
4
交通银行
0.4295
81.62
5
华夏银行
0.3698
76.90
6
中国银行
0.2664
69.35
7
上海浦东银行
0.2166
65.97
8
福建兴业银行
0.1074
59.15
9
深圳发展银行
0.0917
58.23
10
建设银行
-0.2983
39.42
11
中国工商银行
-0.3389
37.85
12
光大银行
-0.7110
26.09
13
广东发展银行
-0.9623
20.29
14
农业银行
-1.0909
17.85
表1样本银行X-效率水平及排名
产权制度主要通过经营机制来影响银行效率，特别是通过银行激励机制来影响银行效率。
莱宾斯坦首创的X－效率理论分析表明，企业与个人签订的劳动合同是不完全的，雇佣合同并不能完全明确规定雇员的行为性质和数量。
个人的行为是分散的，个人行为与企业目标具有一定的偏离，需要更多的压力和激励来纠正。
当一个人面临不同的激励时，其表现会完全不同。
我国的国有商业银行是从国有专业银行演化而来的，中央政府是国有银行的绝对所有者，它通过设立一个或几个机构来代表自己行使所有者权利，各商业银行的分支行在总行的授权下经营，从而形成了长长的委托代理链条，政府代理者并不是商业银行的真正所有者，商业银行经营成败与其个人利益得失并不存在多大的直接关系。
同时，代理者本身是政界人物，他关注得更多的是自己的政治利益，存在个人目标与国家目标的先天不一致，因此，代理者不可能完全贯彻国家的目标，不会产生利润最大化冲动，也不会自觉地不折不扣地维护所有者利益，不折不扣地贯彻所有者意图。
因此，在委托代理链条中，商业银行行长与政府、商业银行企业形成了一种双重博弈关系——行长与政府之间的博弈和行长与商业银行组织（企业）之间的博弈。
行长与政府之间的博弈是一种重复博弈，在博弈的过程中，行长具有高昂的退出成本（包括政府对行长各种现期和预期需要的满足、沉淀成本等），他只有无条件服从行政组织的安排才能获取各种利益。
行长与银行组织之间是一次性博弈，银行组织不具有人事权，对行长没有什么约束力，不能抑制行长的各种机会主义行为。
这种双重博弈决定了对行长的双重激励：
政府对行长的行政级别激励和银行组织对行长的货币激励，政府成为强激励主体，银行组织成为弱激励主体。
我国的政府官员市场与商业银行行长市场是混业经营的，商业银行行长转化成政府官员的成本非常低，在这样的背景下，行长行为必然具有很高的机会主义色彩，即行长首先选择“努力实现晋升，然后退出”，当这一目标不能实现时，行长转而寻求保住自己的职位；当经营业绩不好或出现其它不利因素时，行长会尽力转入官员市场中，以逃避自己应该承担的责任。
总之，银行产权的国有独资形式造成代理者与国家目标的不一致性，造成了银行激励约束机制的扭曲，降低了银行的效率，所以，产权制度是国有商业银行效率低于股份制银行效率的主要因素。
2、影响商业银行效率的宏观因素分析
根据上面的分析，我国四大国有商业银行虽然在存贷款业务中处于垄断地位，但不存在规模经济，也不存在范围经济；而股份制银行虽然规模小，不存在规模经济，但股份制银行多元化的产权结构、完善的法人治理结构、有效的激励机制和灵活的用人机制等因素使得股份制银行存在很高的范围经济，收入和利润连续实现高增长且不良贷款率一直相对较低。
由图1可知，样本期间所有商业银行的平均效率先下降后上升，在1997年达到最低点，这与国内外宏观经济的走势基本一致。
1997年爆发的亚洲金融危机对我国商业银行产生了系统性的冲击，1997年到1999年的平均效率水平在低位徘徊，尔后三年有所提高。
与国内的宏观经济指标的走势相比较，所有银行的平均效率与GDP增长率的走势非常吻合，与全社会固定资本投资增长率基本吻合；而与货币供应量（M2）增长率、居民价格消费指数（CPI）的走势相反。
图1X-效率与宏观指标的变化趋势图
表2的回归结果进一步证实了图1所显示的结论：
GDP增长率对银行效率有显著正面影响且回归参数最大。
说明我国商业银行净利润与GDP增长率之间呈明显的同增同减关系，这与成熟经济体大不相同。
中国商业银行业是一个典型的周期型行业。
中国间接融资为主导的融资结构，决定了商业银行的贷款增速与宏观经济发展同起伏。
我国商业银行经营收入的绝大部分来源于利差收入，2003年利差收入在上市银行收入总和中占到超过70%的比重，国有商业银行超过75％，这种盈利结构决定银行的利润水平最终与宏观经济周期息息相关。
在理论上说明了在经济周期的高峰和低谷中，商业银行利润如何波动，继而通过考察我国经济各周期固定资产投资额
与银行贷款数量及银行贷款净利润的相关性，检验经济周期与银行效率的关系。
一般来说，当经济高速增长时，企业的收入和利润会大幅度增长；企业对未来经济发展的预期也较高，因而存在扩大规模和加大固定资产投资的内在要求，资金需求旺盛，这无疑为银行提高经营效率提供了有利的外部条件；相反，当宏观经济处于衰退和萧条阶段时，企业入不敷出，资金需求减少。
企业亏损甚至破产导致银行呆帐、坏帐增加，银行效率下降。
因而作为反映宏观经济环境的最重要的指标—GDP增长率与银行效率成正向变化。
表2影响X-效率的宏观因素的回归结果
变量
SUR估计
T检验值
截距
2.264
30.56
E/A
0.007
9.21
GDP增长率
0.283
28.97
全社会固定资产投资增长率
0.084
14.87
CPI
-0.058
-4.97
M2增长率
-0.044
-6.03
虚拟变量
-0.178
-7.93
从理论上讲，全部国有及规模以上非国有工业企业的自有资本利润率（PR）是影响银行效率的重要因素；然而，引进PR进行回归时，其参数虽然为正，但并不显著；当把PR剔除出模型时，GDP增长率的回归系数变大，显著性提高，且模型的拟合优度并未减小，这说明PR与GDP增长率高度相关，因而表2没有显示PR的回归结果。
股票市场筹资额在一定程度上可以替代银行贷款额，股票市场筹资额增加时，银行贷款额会相应减少，因而变量BS应对银行效率产生负面影响；但在回归时，变量BS的回归系数虽然为负，但绝对值非常小且不显著，所以表2也未列出。
其原因是股票市场筹资额占银行贷款额的比例非常小，样本期间平均为7.2%，因而我国证券市场的发展对银行产生的冲击很小。
另一方面，银行贷款是我国企业流动资金尤其是固定资产投资的主要来源，因而全社会固定资产投资增长率对银行效率会产生直接的正面影响，表2的回归结果证实了这一点；但其贡献度远小于GDP增长率。
货币供应量增长率和CPI两个宏观指标对银行效率产生了显著负面影响。
当货币供应量增加时，银行的可贷资金增多，因而会增加银行的利息收入，并对银行效率产生积极影响；但是，货币供应量的增加会促使市场利率降低，因而会减少银行贷款利息收入，对银行效率产生负面影响。
货币供应量增加对银行效率究竟产生正面影响还是负面影响，取决于银行效率对货币供应量的弹性大小，所以理论上讲，货币供应量的变化对银行效率的影响是不确定的；但表2的实证结果显示，货币供应量对银行效率产生显著负面影响。
其原因是在样本期间我国处于通货紧缩时期，紧缩政策尤其是紧缩的货币政策，客观上放缓了银行规模扩张的速度。
在央行实行紧缩货币政策的环境下，商业银行都在上收贷款权，对流动资金的贷款也相对减少。
对于以银行贷款作为外部融资主要渠道的中国经济来说，紧缩的效果无疑是全面的，其直接的后果就是流动资金供应偏紧，民间高利贷激增。
紧缩同时会带来坏账准备的增加。
在通货紧缩时期，即使利率不断降低，但银行贷款增加所导致的利息收入增加额小于利率降低所导致的银行贷款利息收入减少额。
如何看待呢？
由于价格的起伏影响银行贷款的质量，从而影响银行的效益，面对通货膨胀，商业银行作为贷款人，会面临损失。
而在相反的情况下，通货紧缩则有利于商业银行作为债权人的地位。
但是，不对称信息所导致的逆向选择和道德行为会限制商业银行的借贷行为，从而导致惜贷行为的产生。
惜贷直接减少商业银行的存贷款利差获取，商业银行在面对贷款风险的情况下必然寻求新的获利渠道，这又在一定程度上刺激商业银行的合法的创新行为和违规行为，从而在相悖的两个方面影响商业银行效率。
消费是生产经营过程的最后环节，CPI在一定程度上反映了消费者对未来经济的预期和信心，但一般来说，当货币供应量变动以后，货币供应量对CPI上涨率影
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