基于X效率角度的我国商业银行多元化分析，本文主要内容关键词为：商业银行论文,角度论文,效率论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、文献综述
从20世纪60年代，国外理论界开始关注公司多元化战略，关于多元化经营能否给公司创造价值的研究虽然未形成统一观点，研究成果却已经相当丰富。然而，关于商业银行多元化经营的研究却较受冷落，主要聚焦在商业银行多元化经营是否存在规模经济和范围经济，以及能否降低银行风险。如同其他行业公司多元化与绩效关系的研究一样，商业银行多元化经营与绩效关系的研究还没有形成统一的观点。研究结论不一致可归因于测量方法的不同、数据问题(Belen，2004)、选择样本的偏差，或者观察期、国家地域的多样化(Graham等，2002；Karl和Henri，1999)，以及没有考虑到多元化决定的内生性(Jose和Simi，2002)。
Saunders和Walter(1994)认为，银行、保险和证券业务组合能够产生更加稳定的利润来源。Aggeler和Feldman(1998)发现，1992～1997年美国银行净利息收入增长12％，非利息收入增长34％，非利息收入提高了银行的收益。Chiorazzo等(2008)对意大利银行收入多元化和银行风险调整的收益进行分析，发现二者正相关。另外，John等(1998)、Robert和Karin(2001)的研究也支持商业银行多元化对其绩效的提高有一定作用的观点。然而一些研究表明，商业银行多元化经营的成本要大于股东们所期望的收益。 Kevin(2002)研究社区银行多元化与绩效的关系发现，多元化折价是存在的，其与商业银行风险调整后绩效的下降相关，非利息收入越高，绩效越不好。
在国内，商业银行多元化研究多是分析金融混业经营体制，金融控股公司运行机制等问题，商业银行多元化经营绩效的实证研究较少。苏冬蔚(2005)发现，中国上市公司(包括上市银行)存在显著的“多元化溢价”现象，其原因在于价值高的企业更倾向于采取多元化经营战略，并且中国上市公司的内部资本市场可能较为有效。张铁铸(2004)采用赫芬达尔指数衡量商业银行贷款投放的多元化程度，考察贷款多元化对商业银行风险和收益水平的影响，认为多元化在一定程度上提高了商业银行的盈利能力。魏成龙和刘建莉(2007)引入熵指标衡量多元化程度，运用面板数据分析多元化经营对我国商业银行绩效的影响，认为其影响为正，但系数较小，且股份制银行多元化战略的绩效比较差。
由于西方商业银行多元化经营实务经验丰富，相关理论发展较成熟，商业银行多元化经营效益的研究比国内丰富和完善。国内关于多元化对银行绩效的影响未达成一致结论，但相关研究有助于总结我国改革开放以来银行业多元化经营的经验，可以为各银行开展多元化经营战略提出意见。然而，我国商业银行多元化经营绩效的研究存在以下不足：第一，多局限于定性分析商业银行采取多元化经营策略的动因、利弊等，或者只是简单地分析多元化与银行效益指标的相关关系；第二，实证研究不能综合地考虑多元化战略实施的滞后性、银行所有权等因素对银行绩效的影响；第三，研究角度单一，银行效益测度指标，如财务比率指标ROA、ROE等过于基础，不能深刻揭示我国商业银行多元化经营的绩效。因此，本文运用熵方法和随机前沿法精确测度银行多元化和效率水平，进而建立银行效率与其影响因素多元回归模型，从银行效率角度分析我国商业银行多元化经营对银行效率的影响，从而全面准确地分析我国商业银行多元化绩效。
二、我国商业银行多元化和X效率测度
1.基于熵方法的我国商业银行多元化测度
(1)样本选择和变量处理。为全面反映我国商业银行多元化程度，同时考虑分析需要和数据可得性，本文研究对象包括五大国有商业银行和10家全国性股份制商业银行，研究期间为1996～2011年。15家样本银行依次为：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、中信银行(2005年前名称为中信实业银行)、中国光大银行、华夏银行、中国民生银行、广发银行、招商银行、兴业银行(2003年前名称为福建兴业银行)、上海浦东发展银行、恒丰银行(2003年前名称为烟台住房储蓄银行)、深圳发展银行。数据来源于历年《中国金融年鉴》及各样本银行官方网站公布的经审计年度报告，个别数据经计算整理而来。
鲁梅尔特法、赫芬达尔法和熵法3种测度多元化的方法被普遍应用于企业多元化的实证研究。鲁梅尔特法较强依赖于研究者的主观性，而且当前我国商业银行多元化业务还没有行业细分；赫芬达尔指标对单项收入比例进行平方处理，会出现“马太效应”，比例大的越大，比例小的越小；相对于前两种方法，熵方法较好地保持信息的完整性和准确性，能客观反映多元化程度，所以用熵法测度我国商业银行多元化水平较为合理。熵方法下，多元化D值计算如式(1)。
(2)测度结果及分析。依据式(1)，可得样本银行各年多元化D值计算结果，并绘制我国商业银行多元化趋势(见图1)，据此可将我国商业银行1996～2011年的多元化经营历程分为3个阶段：第一阶段，逐步深化(1996～2002年)；第二阶段，快速下滑(2003～2006年)；第三阶段，低水平震荡(2007～2011年)。
第一阶段中，1996年样本银行平均D值只有0.4646，意味着我国商业银行多元化经营从较低水平起步。1996～2002年我国商业银行多元化水平稳步提高，股份制商业银行多元化水平在2002年达到整个观察期最高(D值为0.7040)。商业银行业务的开拓、多元化水平的提高，一方面得益于这段时期我国高速发展的经济大环境，另一方面，可能得益于该时期我国对金融业分业经营监管的逐渐放宽松。
第二阶段中，2003～2005年这3年间，我国商业银行多元化水平在缓慢下降，这一走势有违我国金融监管继续宽松化政策。或许是因为，我国商业银行在加入世界贸易组织初期不能很好地适应变化了的金融环境，不足以同资金雄厚且有娴熟多元化经营经验的外资银行竞争，只好被动收缩其多元化业务。2006年D值陡降，由2005年的0.5816下降至0.3912，降幅高达32.74％，这是一个较为费解的现象，因为就经济形势而言，大规模的金融危机①尚未波及中国，虽然2006年存在一系列针对金融业的降温政策和措施，我国商业银行多元化水平如此大幅度地下降还是有些“反应过度”。
图1 我国商业银行多元化趋势
第三阶段中，我国商业银行多元化在0.4的低水平线上波动，2008年D值下降至整个观察期的最低值0.3527，主要原因是受2007年美国次贷危机引发的全球性金融危机的冲击，我国银行业受理的多元化业务减少；同时，为在这次金融危机中追求稳定，我国商业银行也可能主动地回归传统业务。2009年我国经济缓慢复苏，商业银行多元化水平也有所提高，然而近两年，全球经济并没有随着美国次贷危机的消减而有很大起色，商业银行尤其是规模相对较小、抵抗冲击较弱的股份制商业银行，对扩展多元化业务仍心存疑虑，其多元化水平很难提升。
由我国商业银行多元化趋势可见，2006年以前，我国股份制商业银行对多元化经营的时机和程度较为敏感，引领我国商业银行多元化发展走势。2006年以后，五大国有商业银行多元化水平波动更为明显，并一度牵引我国商业银行多元化，使之不至于下降过大。这种角色的替换，说明国有商业银行对市场的敏感性大大提高，2006年以来，其对多元化经营的信心要超出一般股份制商业银行。我国商业银行多元化D值历年变异系数显示，1996～2003年变异系数在逐渐变小，说明这段期间我国各个商业银行对多元化经营程度和时机的认识越来越一致，更深层次的原因可能是整个金融业信息透明度的加强和我国宏观经济稳定高速的发展，各个商业银行对经营方式和时机的把握渐渐趋同；2004～2011年变异系数在波动中增大，说明或因较强的经济、金融不稳定性和未知性，我国各商业银行对多元化经营的认知分歧有所扩大。
2.基于SFA法的我国商业银行效率测度
(1)SFA分析法选择理由和X效率界定。在参数和非参数方法下诸多测度前沿效率的方法中选择随机前沿分析法(SFA)，主要有两方面原因：其一，SFA考虑随机误差的干扰，能真实反映随机因素对效率的影响，且效率评价结果离散度小，可作统计检验，适合样本期间长、随机波动因素多的我国商业银行效率研究；其二，SFA可求得单个银行每期的效率值，便于从横向(银行间)和纵向(时间)比较我国商业银行效率，分析商业银行多元化对效率的影响。
Berger和Mester(1997)指出，使用多重效率更能反映X效率②，将X效率分为成本效率、标准盈利效率及替代盈利效率。
标准盈利效率为当特定水平的投入与产出价格(及其他变量)给定时，标准盈利效率能评估样本银行接近它可能实现的最大利润的程度。标准盈利效率函数的对数形式是：
替代盈利效率为在给定产出水平而不是产出价格时，银行接近赚得最大利润程度的观测值。替代盈利效率函数采用与标准盈利效率相同的因变量，以及与成本函数相同的外生变量，因此，其不像标准盈利效率函数那样将最优产出偏差作为无效率，而是像成本函数一样，当产出价格自由变动并影响利润时，将可变产出保持恒定。替代盈利效率函数的对数形式为：
替代盈利效率是对标准盈利效率的改进，二者本质相同，所以在此研究我国商业银行X效率时选取成本效率和替代盈利效率。
(2)投入产出变量界定。投入产出变量选择的不同是导致各研究中我国商业银行效率估计不一致的主要原因(石晓军和喻珊，2007)，科学地界定样本银行投入与产出，才能保证结果的科学性和合理性。国内外文献中界定投入产出的主要方法有：生产法、中介法、资产法、附加价值法等。生产法只将非利息支出看作投入，存款和贷款看作产出；中介法和资产法认为银行通过存款、其他资金来源、劳动力等投入来“生产”出贷款和进行其他投资；附加价值法中投入包括劳动力、有形资本购入资金，产出为贷款、活期存款和定期存款等产生高附加价值的活动。生产法和中介法是运用较广泛的方法，但两者都不完美，应该相互补充。
本文以中介法和生产法为基础，界定投入变量为可贷资金、实物资本和劳动力③，产出为利息收入和非利息收入。把利息收入视为产出，因为利息收入能反映贷款的质量；非利息收入纳入产出，能全面把握现代银行商业活动，反映银行表外业务和中间业务的变化，体现银行多元化业务的发展。
(3)傅立叶弹性模型的选择及应用。SFA法分析银行效率的基础模型主要有3种：超越对数函数、广义超越对数函数以及傅立叶弹性函数。超越对数函数是现有文献中使用最多的模型，但是其弹性不足，对银行产出规模或组合均值的拟合性差。傅立叶弹性函数扩展了超对数函数，包含傅立叶三角函数项，比超越对数函数更富有弹性，因此能更好地拟合金融机构的数据。本文选择傅立叶弹性模型估计样本银行的成本效率和替代盈利效率。以成本效率为例，傅立叶弹性成本效率函数模型如式(5)。
(4)我国商业银行成本效率和替代盈利效率测度结果及分析。我国商业银行效率测度的样本选择及数据来源与测度银行多元化时的相同，即我国15家商业银行1996～2011年的面板数据⑤。运用Frontier 4.1计算程序的Battese和Coelli(1995)模型，对方程(5)的参数进行估计，成本函数参数最大似然估计结果如表1。
进而，绘制国有商业银行、股份制商业银行和我国商业银行(由总样本银行表示)1996～2011年成本效率均值变化趋势(见图2)。可见，1996～2011年我国商业银行成本效率在0.87水平线轻微波动，有先降后升的趋势，并于最近3年达到较高水平(2009～2011年CEFF年均值为0.9244)。观察期内，国有商业银行成本效率的波动最大，由初期(1996～1999年)的较平稳，到快速下跌(2000～2003年)，2003年落至观察期的最低值(CEFF为0.6226)，然后是3年(2004～2006年)的较快攀升，2007年上升趋势受到轻微打压，于2009年达到观察期最高效率水平(CEFF为0.8847)。股份制商业银行成本效率均值一直高于同时期国有商业银行成本效率均值，并保持稳中有升的趋势，最近3年维持在0.9556的较高水平。影响银行效率的因素众多，而且因素的影响机理较复杂，在此对造成银行效率变动的原因不作具体分析。
据此绘制1996～2011年我国商业银行替代盈利效率趋势(见图3)。由图3可知，我国商业银行的替代盈利效率在观察期间呈下降趋势，1998～2001年略有上扬，但从2004年起大幅跌落，2010年降至观察期最低(AEFF为0.5023)，不足15年前效率水平的73％。值得注意的是，2003年以前，国有商业银行的替代盈利效率高出股份制商业银行很多，如1998年前者是后者的1.38倍，2003年两类银行替代盈利效率水平相当，之后的形式却发生逆转，股份制商业银行的替代盈利效率虽然也在下滑，但其速度要低于国有商业银行，两者的差距渐有扩大。
将我国商业银行成本效率和替代盈利效率趋势放在一起(见图4)，发现1996～2011年，我国商业银行成本效率在较高水平上基本保持稳定，略有提高；利润效率却很明显地下滑。这说明一直以来，我国商业银行在成本控制与管理方面表现较佳，利润创造能力却越来越差。
三、我国商业银行多元化与X效率回归分析
1.我国商业银行效率影响因子的确定和数据处理
影响银行效率的因素可分为3层：一是宏观经济因素，如通货膨胀、利率变动、社会信用等；二是行业因素，如金融创新、金融监管、市场竞争程度等；三是微观因素，如银行规模、产权制度、资产质量、人力资源质量、稳定性等。现有对银行效率影响因素的研究主要集中在政府管制政策和微观层面的银行基本特征两个方面。结合研究我国商业银行多元化经营绩效的主旨，本文考察产权结构、银行规模、资产配置、稳定性和创新能力5个因素对银行X效率的影响，后4个因素依次由以下4个具体指标表示，即银行总资产(A)、存贷比(银行贷款总额与存款总额之比R)、所有者权益占总资产比值(P)、多元化(D)。考虑到银行多元化经营绩效可能存在滞后性，引入多元化D值的一期滞后项
。引入虚拟变量C表示样本银行的产权结构，即：
为避免虚假回归，确保估计结果的有效性，在建立回归模型前，对各面板数据的平稳性进行检验。由EViews6.0输出各变量面板数据的单位根检验结果如表2所示。
由表2可见，CEFF、R和P这3个变量的面板数据是平稳的。AEFF和D的面板数据不能同时拒绝异质单位根和同质单位根的存在；但是，两变量进行一阶差分后，再作单位根检验，显示是平稳的。总资产(A)和其对数(1nA)都不能通过单位根检验，但对数变量的一阶差分平稳，所以，将设定的银行规模指标改进为总资产对数值的一阶差分(lnDA)，称该影响因子为银行规模经济(因为它代表银行资产规模的增量)。
为便于分析银行多元化对银行效率的影响，不对AEFF和D进行差分或对数处理；而且，AEFF和D的面板数据同为一阶单整，可以对其进行协整检验，以考察它们间是否存在长期均衡关系。首先，用EViews 6.0对CEFF、lnDA、R、P、D这5个变量作协整检验，Kao和Pedrolli两种方法下的检验结果如表3所示。
表3显示，Kao检验肯定这5个变量间协整关系的存在，Pedroni检验有部分统计量认可协整关系，所以可以尝试建立上述变量的回归模型，并认为变量方程回归残差是平稳的。同样，对AEFF、lnDA、R、P、D这5个变量作协整检验，只有Pedroni检验方法中的部分统计量认可变量间的协整关系。但联合个体(Fisher Combined Johansen)检验结果显示，在5％的显著性水平，至少存在两个协整向量，所以也可以对这5个变量进行回归分析。
通过以上单位根检验和协整检验分析，可以对拟定的变量进行回归分析，而且此时的回归结果是较精确的。
2.我国商业银行多元化与银行效率回归模型的建立和参数估计
面板数据的线性回归模型有3种形式：变系数模型、固定影响模型(包括个体固定效应模型和时间固定效应模型)和不变参数模型。不变参数模型中的不变参数更能反映各自变量对因变量的整体影响，对于分析我国商业银行整体的效率影响情况更有意义。所以，本文确定的基础模型为不变参数模型，如式(6)所示：
分别以CEFF和AEFF为因变量，运用Eviews6.0对基础模型(6)进行回归，得出成本效率和利润效率回归方程分别为式(7)和式(8)：
产权结构(C)对我国商业银行成本效率(CEFF)有显著的负向影响，对利润效率(AEFF)有显著的正向影响，而且对前者的边际影响远大于对后者的边际影响。这说明，我国商业银行国有的属性制约银行成本效率的提高，却对银行利润效率有一定程度的促进作用。银行规模经济(lnDA)对CEFF有显著的正影响，对AEFF有负影响，这意味随着银行资产增速的加快，银行成本效率会提高，利润效率会降低。存贷比(R)反映银行资产配置能力，该指标值越大表示银行能够创造收益的贷款额越多，或者银行须付息的存款额越少，从银行成本节约和利润创造的角度看，存贷比越高越好。R对CEFF和 AEFF都有显著的正影响，说明银行资产配置能力越强，银行X效率水平越高，这与高资产配置能力能节约银行成本、创造利润的常识是相符的。所有者权益占总资产比值(P)代表银行的稳定性，比值越大，银行越稳定。P对CEFF和AEFF都存在显著的负影响，而且与对CEFF的负影响相比，单位P值的增加对AEFF的削减幅度更大。这说明，适当降低银行稳定性可以同时提高银行成本效率和利润效率水平，这一结论支持银行负债经营的策略。
不变参数模型式(6)已经很好地反映我国商业银行效率与其影响因子的关系，为了更加完善地揭示多元化对银行效率的影响，对基础模型进行适当改动，以确定最佳模型。
3.我国商业银行多元化对银行效率的贡献分析
除变系数模型和个体固定效应(截面单元固定)模型不可取外(因为在这两类模型中，虚拟变量C与其他解释变量或个体固定效应项可能存在共线性，无法进行参数估计)，Hausman检验显示可以设定随机模型。另外，基础模型式(6)未能考虑多元化的滞后效应，所以有必要在该模型的基础上尝试其他模型。新模型的建立以多元化变量(D)及其一期滞后变量()为中心，对基础模型的形式试探性变更，变量尝试性增减。由此，定义基础模型式(6)为模型a，调整的5个模型依次为模型b、模型c、模型d、模型e、模型f(模型具体形式在此不列出，可以由表4和表5中自变量和固定效应项的设置看出)。各模型回归结果如表4和表5所示。
在模型b、模型c中引入时期效应，即引入随时间变化却不随样本银行变化的不可观察变量
(如宏观经济波动、金融政策等，这些因素对所有银行有着同样的影响，只随时间变化而变动)，由两模型相关变量的显著性及可决系数可见，时期效应的引入并不能优化基础模型。
为考察多元化可能存在的滞后效应，模型d在基础模型上加入多元化一期滞后项()，该变量的引入并未给模型拟合优度和其他变量的显著性及其参数值带来明显变动，说明模型d在统计意义上的合理性。模型d中，变量的系数为负，但这并不能说明多元化一期滞后项对成本效率和利润效率有负向影响，因为模型e显示，当不考虑当期多元化指标时，多元化一期滞后项对成本效率和利润效率的影响仍是正向的(对CEFF的单独影响并不显著)。多元化D值面板数据的非平稳性，极有可能是造成模型d中系数为负的原因。模型f考察多元化增量(△D)⑦对效率的影响，回归结果显示，模型f能较好拟合样本数据。所以，由基础模型及模型d、模型e、模型f之间的比较分析可以得出结论，我国商业银行多元化对银行X效率的影响存在一定滞后性，但这种滞后影响的方向并不明确，与银行当期多元化水平有很大关联。
综上6个模型的比较分析，模型a、模型f能全面、准确地反映我国商业银行多元化经营对银行X效率的影响。由模型f可得银行多元化增量(△D)及其他因素与银行成本效率和利润效率的回归方程式(9)和式(10)。
由回归方程式(7)～式(10)，可以客观地总结我国商业银行多元化对银行效率的影响。
首先，我国商业银行多元化对银行成本效率和利润效率有显著的正向影响，而且对后者的边际影响是对前者边际影响的近11倍，可见我国商业银行利润效率对银行多元化经营程度更加敏感。通过较全面地分析银行效率的影响因素，回归方程式(7)和式(8)很好地总结了我国商业银行多元化对银行成本效率和利润效率的贡献，银行多元化水平每提高1％，银行成本效率就会提高0.304‰，等价于银行资产配置能力提高2％对成本效率的影响，同时，银行利润效率会提高3.301‰，等价于银行资产配置能力提高10％，或者银行资产增长速度
下降5.2％对利润效率的影响。这说明，与影响银行效率的其他因素相比，银行多元化对银行效率的影响是十分突出的。
其次，我国商业银行多元化对银行X效率的影响存在一定滞后性；银行多元化增量对银行成本效率和利润效率也有显著的正向影响。模型a、模型d和模型e的讨论发现，虽然不能确定多元化一期滞后项对银行效率影响的方向，但可以肯定这种滞后影响是存在的，而且滞后影响与银行当期多元化的有很大关联。回归方程式(9)和式(10)展现了银行多元化增量(△D)对银行成本效率和利润效率的影响。可见，随多元化增长幅度的扩大，银行成本效率和利润效率都将提高，而且，利润效率的提高更为明显；反之，当银行多元化水平下降，即多元化负增长时，成本效率和利润效率也都将遭受损失，后者损失更大。
再次，2003年以来，我国商业银行多元化经营程度的下降，是造成银行利润效率水平快速下滑的最主要原因。2003～2011年我国商业银行AEFF变动量为—0.2290(下降30.86％)，lnDA变动量为—0.0710(下降30.31％)，R变动量为—0.0810(下降11.90％)、P变动量为0.0242(上升64.31％)、D变动量为—0.2344(下降36.11％)。依据方程(8)，lnDA、R、P、D这4个变量对于AEFF变动量(可以由该4个变量解释的部分)的贡献百分比依次为—3％、1.79％、48.70％、52.51％。这说明多元化程度降低是造成银行利润效率下滑的最主要原因。所以，我国商业银行经营者若想解决近年来银行利润效率水平持续下滑的问题，关键是要扭转银行多元化程度降低的形势。
最后，深化多元化经营程度是提高当前我国商业银行效率最为有效、可行的途径。其一，由上述分析可知，降低银行所有者权益占总资产比值(P)、提高银行多元化程度(D)最能显著地提高银行利润效率。然而，我国商业银行所有者权益占总资产比值(P)自2005年以来几乎一直在持续高速增长，年均增长速度高达9.8％，随着金融业所面临风险和挑战的增多，我国商业银行需提高稳定性以抵御风险、增强竞争力等，很难通过降低银行P值的措施来提高银行效率水平。可是，同国外商业银行多元化程度，甚至我国商业银行观察期较高水平的多元化相比，当前我国商业银行多元化经营程度还很低，调整银行业务结构与种类的可行性很大。其二，深化银行多元化经营程度能显著地提高银行利润效率水平，同时对银行成本效率也有一定改善。一直以来，我国商业银行成本效率稳定维持在较高水平，利润效率却持续大幅下滑，这都说明通过深化多元化经营程度提高我国商业银行效率的可行性和紧迫性。
四、研究结论及政策建议
在运用熵方法和SFA法精确测度我国商业银行1996～2011年多元化和银行X效率的基础上，本文分析了我国商业银行多元化经营对银行成本效率和利润效率的影响，得出银行多元化经营绩效及相关结论主要如下。
第一，1996～2011年我国商业银行多元化经营经历了三个阶段：第一阶段，逐步深化(1996～2002年)；第二阶段，快速下滑(2003～2006年)；第三阶段，低水平震荡(2007～2011年)。1996年我国商业银行多元化经营从较低水平起步(D值为0.4646)，经过7年的稳步加强，于2002年达到观察期的最高水平(D值为0.6527)；第二阶段的前3年(2003～2005年)，我国商业银行多元化水平在缓慢下降，并于2006年以惊人的幅度陡降(较2005年降幅高达32.74％)；2007～2011年我国商业银行多元化D值在0.4的低水平线上波动，其中2008年多元化水平为整个观察期间最低(D值为0.3527)。国有商业银行对多元化经营越来越敏感。2006年以前，我国股份制商业银行对多元化经营的时机和程度较为敏感，引领了我国商业银行多元化发展走势。2006年以后，五大国有商业银行多元化水平波动更为明显，并一度牵引我国商业银行多元化水平，使之不至于下降过大。
第二，1996～2011年，我国商业银行成本效率在较高水平上基本保持稳定，还略有提高；而利润效率在经历了短暂提升期(1996～2002年)后开始持续大幅下滑。1996～2011年期间，我国商业银行成本效率在0.87水平线轻微波动，有先降后升的趋势，并于最近3年达到较高水平；利润效率在整个观察期间有很明显的下降趋势，1998～2001年略有上扬，但从2004年起大幅跌落，2010年降至观察期最低(AEFF为0.5023)，不足15年前效率水平的73％。国有商业银行成本效率水平普遍低于一般股份制商业银行；国有商业银行利润效率曾经(1996～2002年)一度高于一般股份制商业银行，然而2002年开始快速下滑，并低于一般股份制商业银行。
第三，我国商业银行多元化对银行成本效率和利润效率有显著的正向影响，而且，对后者的边际影响更大。同时，多元回归分析表明，与影响银行效率的其他因素相比，银行多元化对银行效率的影响是十分突出的。这就从X效率的角度，揭示了我国商业银行多元化经营的积极作用，一定程度上支持“多元溢价”的观点。我国商业银行多元化对银行X效率的影响存在一定滞后性；银行多元化增量对银行成本效率和利润效率也有显著的正向影响。虽然不能确定多元化一期滞后项对银行效率影响的方向，但可以肯定这种滞后影响是存在的，而且滞后影响与银行当期多元化的有很大关联。随着银行多元化增长幅度的扩大，银行成本效率和利润效率都将提高，而且利润效率的提高更为明显。2003年以来，我国商业银行多元化经营程度的下降，是造成银行利润效率水平快速下滑的最主要原因。2003～2011年，我国商业银行利润效率水平下降30.86％，多元化经营程度的降低很好地解释了利润效率的下降(变量D对AEFF变动的贡献高达52.51％)。
此外，我国商业银行的国有属性制约了银行成本效率的提高，却对银行利润效率有一定程度的促进作用；随着银行资产增速的加快，银行成本效率提高，利润效率降低；银行资产配置能力越强，银行X效率水平越高；适当降低银行稳定性可以提高银行X效率。
本文的政策建议有如下几个方面：一是深化多元化经营程度是提高当前我国商业银行效率最为有效、可行的途径。一方面，降低银行所有者权益占总资产比值、提高银行多元化程度最能显著地提高银行利润效率。然而，我国商业银行所有者权益占总资产比值自2005年以来持续高速增长的趋势较强劲，很难通过降低这一指标来提高银行效率水平。可是，我国商业银行多元化经营程度却有很大的提高空间。另一方面，一直以来我国商业银行成本效率稳定维持在较高水平和利润效率持续大幅下滑的事实，以及深化银行多元化经营程度能显著地提高银行利率效率和成本效率的研究发现，都说明通过深化多元化经营程度提高我国商业银行效率的可行性和紧迫性。二是我国商业银行经营者对降低银行多元化程度的政策需持谨慎态度。与国外商业银行多元化程度或我国商业银行多元化的历史水平相比，近两年我国商业银行多元化处于很低水平，这种低水平多元化的现状已经明显制约我国商业银行X效率的提高。再者，由多元化增量与银行效率的关系可知，多元化的负增长势必造成银行效率水平的下滑，这将不利于增强我国商业银行的市场竞争能力和可持续发展能力。三是国有商业银行应该注意银行的国有属性对银行成本效率的制约作用；我国商业银行在加速增长总资产时，要关注因此带来的利润效率降低效应；为提高银行X效率水平，我国商业银行可以增强资产配置能力，或适当降低银行稳定性。
注释：
①指由2007年美国次贷危机引发的全球性金融危机。
②X效率由Leibenstein(1966)首次提出，是微观经济理论所关注的配置效率之外的，决定企业产出的未知因素X(主要包括动机因素)给企业带来的效率。Frances等(2000)把X效率描述为一个测度，用以测量管理联合技术、人力资源及其他资本来实现给定水平产出的程度。
③可贷资金包括存款、同业存款、同业拆放、中央银行借款、借入款项和发行债券等；实物资本由固定资产净值表示；非利息收入是银行总收入中扣除利息收入，包括手续费收入、投资收入、汇兑收益、营业外收入、其他收入等。
④由于样本银行部分年份职工工资福利或职工人数数据缺失，不能由二者之比计算劳动力价格时，采用公式
=n×总成本/总资产。现有相关研究(许晓雯和时鹏将，2006；王聪和谭政勋，2007)取n=10％，但本文数据显示，10％比例系数并不适用每个样本银行。根据各个样本银行职工工资福利和职工人数等数据全面的年份，计算出适用于各银行的n值，再估算相关数据缺失年份的劳动力价格，以尽可能精确。
⑤本文所有需要平滑的数据，都根据各年的消费物价指数(CPI)，以1996年为基准进行平滑。
⑥参数估计方法为面板广义最小二乘估计法(Pooled EGLS)；权重选择为时期似无关回归(Period SUR)。
⑦多元化进行一阶差分△D的面板数据平稳。