商业银行经营环境、治理结构与全要素生产率的动态变化_全要素生产率论文

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       一、问题提出

       健全的金融体系是中国支持实体经济发展、转变经济发展方式、实施宏观调控政策的基础和保证。作为中国金融体系的主体，银行业既是国民经济的重要构成，也关系着各行业的兴衰，其自身稳健经营和持续健康发展成为社会各界关注的焦点。2001年以来，随着中国金融行业逐渐放宽准入门槛，外资金融机构以各种形式快速涌入中国，中小型银行、消费金融公司、金融租赁公司以及越来越多村镇银行、小额贷款公司等具有融资功能的金融机构应运而生，使得商业银行面临的外部条件更加复杂和难以控制。商业银行惟有以提高生产率、增强竞争力才能抵御强烈的外部冲击。国内外学者对商业银行生产率做了大量相关的研究(Berger et al.,2009; Staub et al.,2010; Guzmán and Reverte,2008；张健华，王鹏，2010；陈雨露等，2012)。一方面，这些研究基本上都是对商业银行生产有效性状况的静态分析与比较，虽然进行了一些跨期趋势的动态描述，但刻画得不够准确、完整。同时，研究中未考虑到由计量误差、运气等偶然因素引起的随机误差的影响，而对于涉及的商业银行较多，商业银行间的差异较大，特别是对于经历重要变革的中国银行业而言，考虑随机误差的影响是至关重要的。另一方面，现有文献对商业银行全要素生产率影响因素的讨论有待于进一步深入。在探讨治理结构对于商业银行全要素生产率的影响时，大多没有同时将经营环境纳入其中，从而未能揭示出经营环境与治理结构对中国商业银行全要素生产率动态变化的综合作用。

       本文以大型(国有控股)商业银行、股份制商业银行、城市商业银行和农村商业银行四类商业银行2001—2010年的数据为基础，结合经济转型期特点，基于SFA研究了经营环境与治理结构对商业银行全要素生产率动态变化的影响。与上述研究比较而言，本文的特点主要体现在：一是研究充分建立在商业银行转型期的特征基础上，设计了更符合商业银行特征、更具针对性的模型变量。二是中国的城市商业银行和农村商业银行发展迅速，与五家大型(国有控股)商业银行和股份制商业银行不同，城市商业银行和农村商业银行大多在当地区域经营，因此，研究中单独分析了城市商业银行和农村商业银行，样本数据的选择一定程度上保证了研究结论的普遍性。

       二、研究设计

       随机前沿生产函数可将随机误差项和无效率项进行分离，加之在转型经济体和发展中国家，测量误差和不确定性经济环境的问题更有可能发生，所以参数方法比非参数方法更适用于对转型经济体和发展中国家效率相关问题的研究(Fries,Taci,2005)。

       1.随机前沿模型(SFA)

       根据Kumbhakar and Lovell(2000)的研究，随机前沿模型的一般函数形式如下：

      

       其中，y表示产出，x表示一组要素投入向量，f(·)是前沿生产函数。误差ε＝v－u为复合结构，第一个误差项v用于控制统计噪音；第二个误差项u(假定u≥0)衡量技术无效率。v与u相互独立。

       面板数据包含了更精确和可靠的信息，使用面板数据模型可以得到更为有效的未知参数的估计值和技术效率预测值，允许放松用于区分非效率项与干扰项的若干假设，可以使技术有效性的估计值有更优的统计性质。根据Battese and Coelli(1995)的研究，设定技术非效率项是服从截尾正态分布，则：

      

       根据扰动项的设定形式，标准的最小二乘虚拟变量(Least Squares Dummy Variable)估计量和内变换方法(Within－transformation)不能用来估计上述模型。本文采用最大概似法得到最大似然估计值，进而得到对数似然函数为：

      

       其中，

分别表示标准正态分布的密度函数和标准正态分布函数。

       SFA模型的参数可以采用极大似然法对其进行估计。Battese and Coelli(1993)提供了估计所需的似然函数，构建了下列方差参数：

      

       其中，

分别表示非效率项和随机误差项的方差，γ是通过极大似然估计法求得的方差。

       2.广义Malmquist指数的构建

       以Orea(2002)和Coelli and Perelman(2000)为基础，可以得到产出导向的广义Malmquist指数如下：

      

       根据(7)和(8)式可得：

      

       在式(9)中，第一项、第二项和第三项分别表示技术效率增长、生产前沿的增长和规模效率。

       3.投入产出指标选择与模型设定

       (1)投入产出指标的选择。本文不涉及投入要素价格，同时考虑到商业银行有多种投入和多种产出，选择了固定资产总额、存款总额和营业费用三个指标作为考核商业银行全要素生产率的投入指标。其中，将存款视为投入更为合理(王聪，谭政勋，2007)，主要是因为存款是商业银行贷款和投资的主要资金来源，没有存款就没有信贷和其他投资活动。由于大部分劳动力投入数据无法获得，借鉴姚树洁等(2004)的处理方法用营业费用代替。在产出指标的选择上，根据张健华和王鹏(2012)、柯孔林和冯宗宪(2008)等的研究，同时考虑到商业银行创造的税收也是社会收益的一部分，并尽量减少由于净利润为负而无法取对数造成的数据缺失，结合本文所能获得的样本数据，选取商业银行的税前利润作为产出指标(见表1)。

      

       (2)研究样本与数据来源。本文选取了2001—2010年中国43家商业银行的377个非平衡面板数据作为研究样本，既包括大型(国有控股)商业银行①和股份制商业银行，也包括城市商业银行和农村商业银行。这43家样本商业银行的总资产占中国银行业总资产的比重超过70％，能够反映出中国银行业的整体情况。数据主要来源于Bankscope数据库，对于部分缺失的数据采用插值法进行估算。数据资料采集与处理过程中，对所有数据都进行了通货膨胀调整，以保证跨期样本数据资料的可比性。样本投入与产出指标的描述性统计见表2。

      

       (3)随机前沿生产函数模型的设定。根据(2)和(3)式，建立具有产出导向的超越对数前沿生产函数形式的面板数据经验模型：

      

       其中，i＝1，2，3，…，43，t＝2001，2002，…，2010，β是待估参数。

       (4)模型的假设检验。为了选择最适宜本文研究的经验模型，此处采用广义似然比来对式(10)中有关参数进行假设检验，以检验模型设定的合理性(见表3)。原假设均被拒绝，说明本研究所选择的超越对数函数形式是恰当的。本文运用Frontier4.1并采用极大似然估计式(10)的参数(见表4)。

      

       三、中国商业银行全要素生产率水平及动态变化

       1.全要素生产率分析

       从广义Malmqctist指数及其分解情况来看(见表5)，43家商业银行的全要素生产率整体呈现增长趋势，平均年增长率为16.07％。其中规模效率为－1.38％。因此，我们应密切关注商业银行的规模效率。同时，值得我们注意的是商业银行的全要素生产率的增长率呈现波动下降趋势，这说明随着金融体制改革的不断深化，体制变革所带来的影响正在逐渐减弱。本文所测算出的中国商业银行全要素生产率年均增长率高于侯晓辉等(2011)等估算的年均变化率。这说明加入WTO以来，中国商业银行所进行的改革对商业银行全要素生产率的提升有着显著的积极作用，也表明由中国政府主导的一系列的商业银行改革措施成效正在逐渐显现。

      

       2.不同类型商业银行全要素生产率分析

       从不同类型商业银行的全要素生产率动态变动来看(见图1)，除个别商业银行外，银行业的整体进步是稳定的，不同类型的商业银行的全要素生产率趋向于集中，差异正在逐渐缩小。

      

       图1 四类商业银行全要素生产率变化趋势

       四类商业银行全要素生产率变化趋势呈现趋同，但在最后一年四类商业银行的全要素生产率却呈现出明显的分歧。大型(国有控股)商业银行在2006年之前高于股份制商业银行和城市商业银行，但它们的发展态势趋同；而在2004—2005年，城市商业银行的全要素生产率一举超过大型(国有控股)商业银行，股份制商业银行具有相似的变化趋势。城市商业银行的快速发展主要归因于其差异化定位。农村商业银行除个别年份外②，均高于其他类型商业银行，其快速发展的主要原因是在不断深化农村金融体制改革，构建基于金融功能观的多元化有序竞争的农村金融体系背景下(秦建群等，2011)，农村商业银行相比农信社运营机制更加灵活，同时，已组建的农村商业银行都是由当地资产条件好的农村信用社改制而来，起点相对较高，且基本处于经济发达、农村城市化程度和城乡一体化水平较高的地区。

       3.不同类型商业银行年均生产率分析

       从2001—2010年商业银行平均广义Malmquist指数及其分解结果看(见表6)，商业银行业的全要素生产率在不断提高，其中，大型(国有控股)商业银行的全要素生产率进步最快。这主要归因于原四大国有银行2003年以来所进行的股份制改革取得初步的成功，其盈利性明显增强。这与张健华和王鹏(2010)、王兵和朱宁(2011)的研究结论相一致。具体到各家商业银行的各项分解值，四类商业银行的技术效率变化和技术进步均大于1，尤其是城市商业银行的技术进步速度最快；在规模效率变化方面，大型(国有控股)商业银行规模效率大于1，其他类型商业银行均小于1。这表明技术效率改善是推动大型(国有控股)商业银行生产率提高的主要动力；技术进步是推动股份制商业银行、城市商业银行和农村商业银行全要素生产率提高的主要动力。

      

       四、经营环境与治理结构对商业银行全要素生产率动态变化的影响

       1.商业银行全要素生产率的影响因素：经营环境与治理结构

       为了衡量经营环境与治理结构对中国商业银行全要素生产率动态变化的综合影响，本文借鉴已有的相关研究，重新设计选择以下变量作为解释变量：

       (1)经营环境。①根据Yildirim et al.(2007)的研究，本文构建了反映资本市场发展状况的指标，即保险业保费收入与GDP之比和股票总市值与GDP之比，通过这两个变量来考察保险业和股票市场发展程度等非商业银行金融机构对商业银行传统盈利空间的争夺产生的影响。②关于外资银行进入水平对商业银行全要素生产率的影响。外资银行数量份额这一指标存在一定程度的信息噪音。相比较而言，外资银行资产份额具有更加丰富的信息，因此本文用外资银行的资产份额来衡量外资银行进入水平。③管制变革由两个年度虚拟变量来衡量。其中，2003年中国银行业监督管理委员会的成立意味着独立管制机构的建立。另外，根据加入WTO的承诺，中国银行业在2006年底全面开放，这必将导致中国本土商业银行整体受到外资银行的冲击。因此，管制变革包含了两个时间虚拟变量(2003年和2006年)，分别衡量相对独立管制机构的建立和中国银行业全面对外开放等管制变革对商业银行全要素生产率产生的影响。④宏观经济变量与市场结构变量。一是借鉴王聪和谭政勋(2007)的研究，选取GDP增长率、货币供应量(M2)增长率、通货膨胀率(CPI)、全社会固定资产投资增长率和全部国有及规模以上非国有工业企业的销售收入利润率等变量反映宏观经济。同时考虑到固定资产投资对宏观经济影响的滞后效应，选择全社会固定资产投资增长率的上一年数据。由于上述五个变量存在相关性，本文利用主成分分析法将相关性高的变量转化成彼此相互独立或不相关的变量，以此来达到降维和控制相关性的目的，并尽量保留原始数据中的较多信息。通过主成分分析可知，前两个因子的方差占总方差的比重为83.37％，因此本文用前两个因子MAC1和MAC2来刻画宏观经济对商业银行全要素生产率的影响。二是为了验证市场结构变化对商业银行全要素生产率动态变化的影响，本文使用市场集中度(CR4)来衡量市场结构的变化。

       (2)治理结构。①银行所有制类型：分为五大(国有控股)商业银行与非国有控股商业银行，分别取虚拟变量，并以五大(国有控股)商业银行为参照变量。②是否有战略引资或者上市：根据Berger et al.(2005)和张健华和王鹏(2010)的研究，我们选择两个变量，有战略引资之前取0，变化的当年及以后取1，无治理结构变化的商业银行在全部期间取0；商业银行上市之前取0，上市的当年及以后取1，无治理结构变化的商业银行在全部期间取0。这两个变量衡量了有战略引资和上市的商业银行在治理结构变化前后的全要素生产率动态变化的影响。

       (3)控制变量。本文还控制了银行规模、资产质量、金融创新、资产配置、资产费用率、抗风险能力等变量的影响。相关变量定义与说明参见表7。

      

       综合经营环境与治理结构对中国商业银行全要素生产率动态变化的影响，建立如下模型：

      

       2.实证结果与分析

       在回归模型的选择上，对非平衡面板数据进行回归所使用的模型主要有固定效应与随机效应模型两种，本文使用Hausman检验法来选择合适的模型，检验结果支持固定效应模型。本文运用PCSE进行估计，通过PCSE方法可以有效解决面板数据中存在的误差结构问题。以GMPI为被解释变量，估计结果见表8。

      

       (1)市场结构与商业银行全要素生产率呈负相关，在1％的显著性水平上通过显著性检验。放松管制所形成的市场结构对商业银行全要素生产率具有显著的正向影响，即在市场化进程中，市场竞争提高了商业银行的全要素生产率。这说明通过积极培育各类股份制商业银行和引进外资银行以改变市场结构为目标的“增量改革”有效地促进了中国银行业的市场结构的形成，进而提高了商业银行全要素生产率。

       (2)所有制特征虚拟变量的系数为负，并通过显著性检验，这说明其他类型商业银行相对于大型(国有控股)商业银行具有较高的全要素生产率，也就是说，产权多元化改革促进了商业银行公司治理基本框架的建立，并增强了商业银行风险管理组织体系的独立性和专业性。通过产权改革深化来提升中国商业银行全要素生产率是可行的，这一研究结论与姚树洁等(2004)相一致。虽然中国商业银行在产权制度改革过程中取得了一定进展，但是尚有众多问题没有解决，仍旧存在程度不同的效率低下、不良资产率偏高、综合竞争力不强等问题。因此，加快商业银行产权制度改革应作为当前银行业改革的重点。

       (3)是否上市和是否战略引资的系数均为负，在1％的显著性水平上均通过显著性检验。这说明当前商业银行通过上市或引进战略投资者等方式来提高其全要素生产率的作用有限。可能的原因是在商业银行上市或引进战略投资者过程中因结构调整与重组所产生的“市场摩擦”带来了一定的摩擦成本和协调成本。同时，也有可能发生战略合作转化为战略冲突、战略投资者演变成财务投资者。因此，短期内上市或者引进战略投资者反而会对商业银行的全要素生产率带来消极影响，本文的研究结论与侯晓辉等(2011)的部分研究结论相一致。

       (4)管制变革变量Year03和管制变革变量Year06对商业银行全要素生产率均具有正向影响，均在1％的显著性水平上通过显著性检验。说明2003年银监会成立，在引入巴塞尔监管协议和推进银行业整体改革中都起了积极作用；中国银行业在2006年底向外资银行开放对中国境内公民的人民币业务、取消对外资银行开展业务的地域限制和非审慎性限制、对外资银行实行国民待遇增加了本土商业银行竞争压力，竞争压力迫使本土商业银行通过改变投入和产出组合、技术升级以及根据市场规则制定决策等手段提高商业银行全要素生产率。

       (5)外资银行进入水平的系数为负，在1％的显著水平上通过显著性检验。外资银行的进入，使其能够发挥在创新型产品业务和管理方面的比较优势，对本土商业银行的全要素生产率产生负面影响。这说明外资银行的技术溢出效果并不明显，商业银行可能无力应对来自外资银行的竞争，从而被迫承担高风险，这将损害本土商业银行效率改进的基础；另一方面也说明商业银行只能依靠自身研发设计能力的提高来实现技术进步，在一定程度上反映了外资银行进入并没有产生明显的正向溢出效果。这与甘小丰(2007)对转型国家的研究结论一致。以上的实证结果说明在放松管制背景下，引入外资银行将会增加竞争和改进本土商业银行全要素生产率的效应有待证实。

       (6)宏观经济变量MAC1的系数为负，并通过了显著性检验。这可能是因为GDP增长率和上一年全社会固定资产投资增长率对商业银行的全要素生产率产生了积极影响，而全部国有及规模以上非国有工业企业的销售收入利润率对商业银行的全要素生产率产生消极影响。由于全部国有及规模以上非国有工业企业的销售收入利润率包含的信息对主成分MAC1的贡献更大，即随着企业盈利能力的加强，就会减少对债务融资(如商业银行贷款等)的依赖，导致宏观经济变量MAC1对商业银行的全要素生产率产生负向影响。这说明经济的快速增长导致对信贷业务需求旺盛，商业银行往往以重复低水平的存贷款业务的方式来追求短期的经济利益，而忽视提高商业银行的全要素生产率。宏观经济变量MAC2的回归系数显著为正，在1％的显著性水平上通过显著性检验。当货币供应量增加时，金融市场的流动性加大，通货膨胀压力也随着逐渐加大。抑制通货膨胀是中国央行的首要任务，这需要央行不断完善因货币供给所导致的通货膨胀或通货紧缩的控制机制，从而要求各商业银行不断提高其信贷业务的管理技术，进而改善商业银行的全要素生产率。回归结果意味着一个健康的宏观经济环境有助于商业银行提高全要素生产率，本文的这一研究结论与张金清和吴有红(2010)的研究结论相一致。

       (7)股票总市值与GDP之比和保险业保费收入与GDP之比的系数均为负，且只有保险业保费收入与GDP之比的系数在1％的显著性水平上通过显著性检验。其主要原因在于：在中国金融市场不完美的情况下，资本市场和货币市场处于一种依靠争夺信贷数量的零和博弈，二者很难体现出技术上的竞争效应。随着中国资本市场的改革和发展，企业的融资渠道日趋多元化，商业银行既要面对来自其行业内部的竞争又要面对来自资本市场的竞争，这对商业银行的全要素生产率产生了冲击。

       (8)资产费用率和金融创新对商业银行全要素生产率的影响未能通过显著性检验。资产费用率与商业银行全要素生产率呈现负相关关系但不显著，这一结果表明中国银行业的“粗放式增长”现象依然严重。金融创新的影响不显著，这主要是因为中国商业银行非利息收入占总收入的比重较小，尚不足以对商业银行的全要素生产率产生明显的推动作用。因此，商业银行应积极发展中间业务，拓展非利息收入渠道，逐步改变过于依赖利差的盈利模式，通过金融创新来提高商业银行的全要素生产率，并以此来增强商业银行的竞争力。

       (9)银行规模的系数为正，在1％的显著性水平上通过显著性检验。银行规模的扩张对中国商业银行全要素生产率提升具有积极作用。资产配置的系数为正，在5％的显著性水平上通过显著性检验。这表明由于资产配置反映的是商业银行贷款与存款之比，数值越高，意味着单位投入(存款)所获得的产出(贷款)越高。中国商业银行不良贷款比率不断降低，截至2012年一季度末，中国商业银行不良贷款率为0.9％，较2011年底的1.0％有所下降，改善了商业银行全要素生产率。资产质量的系数为正，在1％的显著性水平上通过显著性检验。资产质量较高的商业银行全要素生产率更高。特别是随着中国金融体制改革深化，中国商业银行业的资产质量得到明显好转，资产质量高的商业银行有助于其竞争力的提高。面对监管部门对银行业的审慎监管，商业银行不断提升自身防范意识，促使各商业银行提高有关信贷业务的管理技术，进而推动全要素生产率的进步，提高商业银行竞争力。抗风险能力的系数为负，在1％的显著性水平上通过显著性检验。这说明商业银行股本规模的扩大，在一定程度上抑制了商业银行全要素生产率的改善。因此，商业银行在扩充其股本规模时，应不断提高防范各种风险的能力，提高风险防控的前瞻性、主动性。

       五、结论与政策建议

       本文根据2001—2010年43家不同所有制商业银行数据，以SFA模型为基础，构建了广义Malmquist生产率指数，分析了43家商业银行广义Malmquist全要素生产率的动态变化，并研究了经营环境与治理结构对商业银行全要素生产率动态变化的影响。研究发现：①中国商业银行的全要素生产率总体上在不断提高，且四类商业银行的全要素生产率变化趋势也呈趋同态势，但增长率则均呈波动下降趋势。②所有制特征变量对商业银行全要素生产率有显著的负向影响，这为商业银行“存量改革”提供了实证支持。从治理结构变化的动态效应来看，上市或战略引资者降低了本土商业银行的全要素生产率，我们认为在短期内，商业银行全要素生产率的改善并不是其治理结构变化的结果，而是金融体制改革所带来的；市场结构对商业银行全要素生产率有显著的正向影响，这为“增量改革”提供了实证支持。在放松管制条件下，管制变革促进了商业银行全要素生产率提升，但外资银行进入和资本市场发展显著降低了商业银行的全要素生产率。尽管我们的研究发现上市或战略引资与外资银行进入和资本市场发展的作用并不如我们的预期设想，甚至相悖，但它们是中国银行业成功实现现代化必不可少的过程。③以建立现代金融企业治理结构为目标的“存量改革”和以积极培育各类股份制银行与引进外资银行以改变市场结构为目标的“增量改革”促进了银行业的市场化转型，并使得原来具有典型“国家垄断”特征的产业组织结构开始具有竞争型的特征，这说明完善的市场竞争环境对商业银行具有重要意义。当前，市场结构与所有权结构不合理仍然是造成中国商业银行全要素生产率低下的最主要根源。本文的研究表明，中国的产业政策应从干预和管制微观市场转为放开市场、促进公平竞争，进一步深化适度开放。

       本文实证分析的结论具有重要的政策含义：一是中国应进一步推动以开放竞争为特征、紧紧围绕市场在资源配置中起决定性作用的市场化改革。开放竞争显著地推动了商业银行的生产率增长，但目前实施限制进入和限制竞争的政策会妨碍优胜劣汰的市场选择机制发挥作用，一定程度上导致了商业银行资源配置的低效率。因而，有必要推进开放竞争，清除不必要的行政性进入壁垒，如放松民间资本进入金融业限制，培育中小或小微银行信贷体系，促进金融机构股权结构多元化，建立多层次的银行体系，推进民间融资阳光化、规范化。同时，要以金融改革配合财税改革、要素价格改革等多个领域的改革，提高改革的协同效应。二是建立公平、公正、透明的市场竞争环境应成为产业政策的重点和基本逻辑。在开放、公平的市场环境中，市场机制能够改变金融资源的错配和扭曲，促进各市场主体具有更强烈的动机去提高生产效率。此外，我们发现，较好的经营环境，有利于商业银行生产率的提高，有利于发挥资金的资源配置功能。因此，加强和完善法律制度建设，创造良好的市场环境，加强对融资主体和金融中介的市场硬约束，对存量的资产采取更为市场化的方式(如资产证券化)来处置消化，这对于深化金融体制改革具有重要意义。三是推进商业银行治理结构的完善，进一步完善金融市场功能。完善治理结构是提高商业银行竞争能力、建立更有效的风险防范机制的保证，商业银行竞争力在一定程度上依赖于有效而完善的治理结构。建立配套的公司治理和正向激励机制，切实努力提高商业银行的公司治理水平，提升商业银行的核心竞争力。

       ［收稿日期］2013－12－10

       注释：

       ①需指出的是交通银行2006年因控股股东变动成为国有控股商业银行，因此本文将其看做大型商业银行。

       ②样本中随着农村商业银行的增多，因此其效率均值受其影响很大。同时，本文选择的五家农村商业银行均处于东部地区。

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