【文章內(nèi)容簡介】 四、實證結(jié)果及其分析（一）函數(shù)的估計結(jié)果本文使用Frontier (Coelli, 1996)程序?qū)ι鲜鰞煞N情況下的利潤邊界模型進行了估計，參數(shù)計算結(jié)果如表3所示。從模型一和模型二的對數(shù)似然值（log likelihood function）和單邊偏誤似然比檢驗值（LR test of the onesided error）來看，兩個函數(shù)的統(tǒng)計結(jié)果在總體上可以接受；而方差參數(shù)的估計值則顯示，兩種利潤函數(shù)的技術(shù)非效率項對產(chǎn)出具有顯著的影響，并且通過比較可知，大于之前的值()，表明風(fēng)險因素的引入在一定程度上強化了技術(shù)非效率相的重要意義和價值。系數(shù)估計方面，由表3可以看出，模型一（未調(diào)整風(fēng)險模型）的統(tǒng)計結(jié)果中存款(Y2)及人力價格(I1)在1%水平下具有顯著性，貸款變量(Y1)則在5%水平下具有顯著性，投資變量(Y3)在接近10%的水平上具備顯著性。對于技術(shù)非效率項的影響因素方面，上市情況(Z3)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)(Z4)、時間序列(Z5)和存貸比率(Z6)等變量的顯著性水平均在1%以下；而在模型二（調(diào)整風(fēng)險變量后的模型）中，貸款(Y1)變量在5%水平下具有顯著性，風(fēng)險因素(RR2)的顯著性水平在10%之下，其交叉項在1%水平下具備顯著性，而在影響技術(shù)非效率項的因素中，時間序列(Z5)及存貸比率(Z6)的顯著性水平分別在1%和5%之下。接下來，我們將對上述模型估計結(jié)果的經(jīng)濟意義進行簡要分析和闡明。首先，在投入、產(chǎn)出項方面，模型一的統(tǒng)計結(jié)果顯示貸款(Y1)與利潤量的變動之間有正向關(guān)系，即樣本期內(nèi)每增加1%的放款額度，%的收益，意味著作為商業(yè)銀行的主要獲利來源，提高貸款業(yè)務(wù)量所帶來的利差收入將增加銀行的利潤總量；存款(Y2)與利潤量之間的系數(shù)為負，樣本期內(nèi)1%%的收益損失，說明在存款對于商業(yè)銀行最終利潤的影響中，雖然其構(gòu)成了之后放款授信業(yè)務(wù)的主要資金來源，但即期內(nèi)隨之而來的利息支出成本仍然占據(jù)了主導(dǎo)地位；投資(Y3)對利潤變動的系數(shù)也是正的，其作用是產(chǎn)出變量中最小的，多1%%的利潤增加——總體上，產(chǎn)出項中存款對于利潤的負向影響最大，貸款的正向影響次之，投資的作用最小，但是所有三者的系數(shù)絕對值都在1以上，這說明它們作用的規(guī)模特征明顯； 由于函數(shù)的對數(shù)特征，系數(shù)同時也代表了變量之間的彈性關(guān)系。此外，人力價格(I1)變量與利潤變動的聯(lián)系是正向的，系數(shù)的估計值說明1%%的收益增長，回顧勞動價格變量的樣本描述，以上結(jié)果顯示更多的營業(yè)費用投入可帶來更高的收益回報；而資產(chǎn)價格(I2)和存款價格(I3)對利潤變量的系數(shù)均為負值()， 其中存款價格(I3)的值依據(jù)模型設(shè)定時有關(guān)齊次要求的系數(shù)約束式計算而知。表明固定資產(chǎn)購置和存款吸納等方面的價格上漲會導(dǎo)致銀行最終利潤收益的下滑，過多的固定資產(chǎn)投入或大量的吸儲行為都同商業(yè)銀行的利潤最大化初衷南轅北轍。其次，從調(diào)整風(fēng)險因素后（模型二）的估計結(jié)果上看，貸款(Y1)依然與利潤量在變動上呈顯著的正相關(guān)聯(lián)系，擴張1%%的利潤增長；在風(fēng)險變量的作用衡量上，其他條件不變的情況下，不良貸款率變量(R1)同利潤變量在樣本期內(nèi)呈負相關(guān)，系數(shù)的估計值表明，不良貸款率每增加1%%，如此結(jié)果不難解釋，更高的不良貸款率意味著銀行的信貸質(zhì)量下降，由于放款利息一直是銀行收入的主要來源，因此不良貸款率與銀行獲利間的關(guān)系也就不言自明了；另外，用以描述銀行資產(chǎn)風(fēng)險狀況的核心資產(chǎn)充足率(R2)與利潤收益之間也存有負向的關(guān)聯(lián)系數(shù)，1%%的最終利潤變動，這說明商業(yè)銀行有動力在承擔(dān)一定風(fēng)險的基礎(chǔ)上博取收益，同時也隱含著有關(guān)監(jiān)管部門執(zhí)行規(guī)制資產(chǎn)充足率政策的重要意義。再者，在銀行利潤效率的影響因素方面，模型一的統(tǒng)計結(jié)果表明，代表上市情況和存貸比率的變量(Z3，Z6)同技術(shù)非效率項之間存在負向關(guān)聯(lián)，而代表產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和時間序列的虛擬變量(Z4，Z5)則對技術(shù)非效率項具有正向影響；從模型二的估計結(jié)果看，上述影響變量的作用方向在引入風(fēng)險因素后并未發(fā)生改變，只是時間序列(Z5)與存貸比率(Z6)的影響相比之下更為顯著。上述系數(shù)估計值的經(jīng)濟學(xué)含義說明，上市使商業(yè)銀行的治理機制和管理執(zhí)行上更加嚴格、透明，而較高的存貸比率體現(xiàn)銀行在資金使用上更加謹慎，這些都令經(jīng)營上的利潤非效率情況得到緩解；產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和時間序列的統(tǒng)計結(jié)果顯現(xiàn)出，國有銀行同其他股份制銀行相比效率更低，并且隨著時間的推移，中國商業(yè)銀行經(jīng)營中的利潤非效率情況正呈逐漸惡化之趨勢。（二）中國銀行業(yè)利潤效率水平比較利用以上方程系數(shù)的估計值（見表3），我們可以通過計算得出各銀行不同時期的利潤效率水平指標，具體整理結(jié)果如表4和表5。總體上看，不考慮風(fēng)險因素（模型一）的效率估算結(jié)果在樣本期內(nèi)分布于[，]，最低值和最高值均出現(xiàn)在1994年，分別代表中國農(nóng)業(yè)銀行和深圳發(fā)展銀行的利潤效率；調(diào)整風(fēng)險變量后（模型二）的利潤效率估算結(jié)果列于表5，它們的分布區(qū)間為[，]，極小值與極大值仍然分屬于2000年的中國農(nóng)業(yè)銀行和深圳發(fā)展銀行。以所有制特征為依據(jù)，本文對中國商業(yè)銀行部門的利潤效率情況進行了分類總結(jié)（見表6）。如表所示，首先，通過比較各年度股份制與國有銀行的平均利潤效率水平可知，無論從未考慮風(fēng)險因素（模型一）還是從調(diào)整風(fēng)險因素后（模型二）的統(tǒng)計結(jié)果上看，股份制商業(yè)銀行的利潤效率水平均普遍高于四大國有商業(yè)銀行，但隨著時間推移二者之間的差距正在逐漸縮小——在調(diào)整風(fēng)險因素后的情況下，2004年國有商業(yè)銀行的平均利潤效率()首次高于股份制商業(yè)銀行()； 這與劉琛、宋蔚蘭（2004）的研究結(jié)果相類似。其次，相比之下除1998至2000三個年份外調(diào)整風(fēng)險因素后中國商業(yè)銀行業(yè)總體利潤效率水平指標值均有所提高——，這一過程中國有銀行的效率變化較股份制銀行來的激烈，具體年度數(shù)據(jù)中僅2003年的變動與總體趨勢相悖。反觀股份制銀行收到的影響相對較?。ǎ唧w年份方面1991991992000、2004等五個年度的利潤效率指標在調(diào)整后呈下降趨勢。上述統(tǒng)計結(jié)果說明，中國的商業(yè)銀行部門在創(chuàng)造利潤的能力上依然表現(xiàn)不佳，其中由于種種歷史的和現(xiàn)實的原因，股份制商業(yè)銀行在這方面顯然要比國有商業(yè)銀行做得更加出色，但是隨著相關(guān)制度體系的逐步健全以及國有商業(yè)銀行改革的不斷推進，十幾年來國有銀行同其他股份制銀行之間的效率差距正在縮小；另一方面，如上的結(jié)果似乎也可以理解為，面對一個迅速成長的新興金融市場，中國的商業(yè)銀行部門通過提供金融產(chǎn)品最大化其利潤的動機受到了一定的限制， 包括中國商業(yè)銀行業(yè)的管理方式、或明或暗的政府背景、金融市場管制以及市場化水平不足等等。并且隨著時間的推移這些限制又正不斷由最初的國有銀行部門向其他股份制銀行擴散，這無疑也同表6中的利潤效率變化相印證；最后，調(diào)整風(fēng)險因素影響后得到的還原后的銀行利潤效率指標普遍高于調(diào)整前，反映了不良貸款以及資本充足率在中國銀行業(yè)博取收益過程中的重要角色，通過比較可知，授信質(zhì)量和承擔(dān)風(fēng)險的能力雖然對銀行業(yè)務(wù)開展的重要性不言而喻，但這兩個問題在國有銀行部門顯然表現(xiàn)得更為突出。（三）中國銀行業(yè)利潤效率演進以前面的效率估計結(jié)果為基礎(chǔ)，我們可進一步通過數(shù)據(jù)整理考察中國商業(yè)銀行部門的利潤效率演進過程——以下的文字將分成兩個部分，分別從產(chǎn)權(quán)特征和風(fēng)險因素考量等兩個方面討論和總結(jié)中國銀行部門的利潤效率變動趨勢?；诋a(chǎn)權(quán)特征的說明依據(jù)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)上的區(qū)別，圖1和圖2分別描述了調(diào)整風(fēng)險變量前后不同類別銀行利潤效率水平的變動，表7是對應(yīng)的數(shù)據(jù)說明?？傮w上看，樣本期內(nèi)中國銀行業(yè)整體利潤效率水平呈下降之趨勢，調(diào)整風(fēng)險因素后銀行利潤效率的變動趨勢線（包括銀行總體、國有銀行和股份制銀行三者）表現(xiàn)出了更加劇烈的波動，但其向下演進通道依然存在；從結(jié)構(gòu)角度上看，兩個模型中，國有商業(yè)銀行在樣本期內(nèi)的利潤效率水平呈上升之勢，股份制商業(yè)銀行的效率則波動下行，但整體上股份制銀行的影響主導(dǎo)了最終的銀行業(yè)效率趨勢線。具體結(jié)果如下：第一，未調(diào)整風(fēng)險因素的模型一中，銀行業(yè)利潤效率水平在樣本期內(nèi)呈整體波動下行趨勢，%，波動幅度逐漸平緩，最劇烈的情況出現(xiàn)在1996年(%)。按所有制特征分組，1994至1997年為國有制銀行利潤效率的調(diào)整期，這期間其效率水平增減交錯，1998之后國有銀行的利潤效率水平則呈現(xiàn)單邊上揚的變化，增幅最高值出現(xiàn)在1999年(%)，雖然之后的2000及2001年增速有所放緩，但2002年以來則重新呈現(xiàn)了強勁的上升勢頭（增長幅度穩(wěn)步擴大），%；與此相對應(yīng)，樣本期內(nèi)股份制商業(yè)銀行的平均利潤效率水平在1994至1996年間出現(xiàn)了一次劇烈波動后跌入了波動下行通道，雖然在2000及2002年出現(xiàn)了兩次回調(diào)（%%），但總體的遞減趨勢仍然未變，%。此外，依據(jù)圖1不難看出，盡管樣本期內(nèi)國有銀行的利潤效率水平低于股份制銀行，但隨著國有銀行效率水平的不斷提高和股份制銀行效率的逐漸降低，在演進過程中二者的效率差距正在縮小，一增一減之間中國銀行業(yè)的利潤效率水平漸漸趨同。第二，調(diào)整風(fēng)險因素后的模型二中，銀行利潤效率水平的整體趨勢方向未變，%，%，%，但是銀行業(yè)效率演進過程則呈現(xiàn)了更加劇烈的波動狀況。如前所述，調(diào)整后樣本期內(nèi)國有商業(yè)銀行的利潤效率水平明顯提高，效率最低點出現(xiàn)在1998年()，以此為界其效率變動情況可劃為兩階段，1994至1998年國有銀行利潤效率水平先升后降，第一階段的效率最高點出現(xiàn)在1996年()，1998年后至2004年視為第二階段，期間國有銀行利潤效率演進步入一個上升通道，雖然在2001年(%)和2003年(%)經(jīng)歷了兩次波動，但其上升勢頭仍然持續(xù)強勁；調(diào)整后股份制商業(yè)銀行利潤效率演進趨勢的兩階段性則更加明顯，1999年()可視為二者的分界點，第一階段中股份制銀行的效率水平置于明顯的下降通道，中間在1996年(%)出現(xiàn)過一次小幅的調(diào)整性波動，但之后仍加速下滑，1999年至2004年是股份制銀行效率演進的第二階段，該樣本期間內(nèi)效率變動趨勢線成典型的倒U型特征，最高點出現(xiàn)在2002年()，并且最終2004年效率值突破了之前的最低點(1999年)，；正像前文所提到的，由于算法上未考慮資產(chǎn)規(guī)模因素之影響，在銀行業(yè)整體效率演進趨勢線的決定中，股份制銀行的影響占據(jù)了主導(dǎo)地位，它們的變化特征以及拐點出現(xiàn)也基本相同，這里不再贅述；最后，還有必要強調(diào)的一點是，調(diào)整后的模型中國有銀行的效率水平雖然在整個樣本期內(nèi)普遍低于股份制銀行，但在2004年這一狀況出現(xiàn)變化，該年度國有銀行的效率趨勢線自下而上突破股份制銀行的效率趨勢線?；陲L(fēng)險因素調(diào)整的說明依據(jù)調(diào)整風(fēng)險變量前后，本章采用了模型一和模型二估算銀行利潤效率水平，而為了能夠進一步觀察不同風(fēng)險因素的具體影響，在模型二的基礎(chǔ)上通過單獨考慮個別風(fēng)險變量的影響，我們又可以得到另外兩條效率趨勢線，即模型二（考慮不良貸款率）和模型二（考慮核心資產(chǎn)充足率），具體效率指標的數(shù)據(jù)整理參見表8和表9，圖3至圖6是依據(jù)上述不同約束條件下的效率估計結(jié)果繪制而得——其中圖3為有關(guān)四種情況下效率變動趨勢的總體描述，圖4至圖6則分別選取不同的效率趨勢線進行兩兩比照。首先，圖4刻畫了標準模型一和模型二情況下銀行利潤效率的演進趨勢線，通過觀察和比較可知，總體上除1998及2001兩年外調(diào)整前后銀行利潤效率在變動方向上基本吻合，區(qū)別主要在于兩條趨勢線的波動幅度之大小——具體而言，調(diào)整風(fēng)險變量后1995年的波動幅度變小了，1999年和2002年的波動幅度則顯得更為劇烈。其次，1998年模型二的效率趨勢線向下突破了模型一趨勢線，1999年達到谷底并于2001年反向再次突破模型一的趨勢線而重新回到其上方，該過程造成的結(jié)果是1998至2000三年間的調(diào)整風(fēng)險因素后利潤效率值（模型二）低于調(diào)整前（模型一），這也是樣本期內(nèi)僅有的前者效率低于后者的情況。結(jié)合前面有關(guān)產(chǎn)權(quán)問題的討論（圖2以及表7），一方面我們可由此看出風(fēng)險因素對于中國銀行業(yè)（特別是國有銀行）經(jīng)營效率的巨大影響，眾所周知，1998和1999年中國政府部門主導(dǎo)了兩次有關(guān)國有銀行部門的重大“解困”活動——即1998年財政部對于國有商業(yè)銀行的國債注資以及1999年對于同一部門不良資產(chǎn)（主要是貸款）的剝離重組，上述兩項活動的直接后果是使國有銀行的不良貸款率和資本充足率短期內(nèi)獲得迅速提高，1998至2000三年間國有銀行的利潤效率情況也呈改善之勢；另一方面，1998年的亞洲金融危機、監(jiān)管對于銀行資本充足率的關(guān)注（五級分類法的試點和推行）以及長期的金融管制仍然令股份制銀行的利潤創(chuàng)造能力無法釋放，效率曲線處于下降通道中，這種趨勢在2000年有所改觀，原因可以歸結(jié)為金融危機的影響在國內(nèi)迅速散去，以及1998年以來央行持續(xù)的放寬利率管制、活躍金融市場的貨幣政策取向。綜上所述，1998至2000年之間的銀行業(yè)效率劇烈波動，前期的下降趨勢主要是由股份制商業(yè)銀行所主導(dǎo)，國有銀行的效率增長對其有所沖減，后期的回升則包含了國有銀行效率提高所帶來的貢獻。 這一論述可從表7中不同所有制銀行利潤效率的變動趨勢數(shù)據(jù)中得到證明。最后，結(jié)合圖5與圖6觀察圖4和圖3，我們可從中比較不同風(fēng)險變量對于銀行效率變動的作用程度。通過分析不難看出，樣本期內(nèi)不良貸款率對銀行利潤效率水平的影響相對較小，圖5顯示模型二（考慮不良貸款率）效率曲線與模型一效率曲線基本重合，1996至2000年之間前者效率值一直低于后者，但差距不大，其余年份的效率差異則更加微小。另一方面，模型二（考慮核心資本充足率）效率曲線則與模型二（考慮全部風(fēng)險因素）曲線在演進趨勢特征上更為接近，這說明在考慮風(fēng)險變量前后（從模型一到模型二）的效率曲線變化中資本充足率扮演了更加重要的角色，發(fā)揮了主導(dǎo)作用——亞洲金融危機的爆發(fā)促使監(jiān)管部門開始對銀行的資本充足率給予更多關(guān)注，而這無疑令商業(yè)銀行原來的以承擔(dān)更高資產(chǎn)風(fēng)險為代價博取利潤收益的做法受到了限制和約束。五、結(jié) 論本章研究以中國14家主要商業(yè)銀行1994至2004年的一組數(shù)據(jù)為樣本，利用隨機邊界方法研究了它們的利潤效率狀況和演進趨勢。經(jīng)驗結(jié)果表明：針對中國銀行部門的所有制改革措施產(chǎn)生了一定意義上的積極作用，樣本期內(nèi)股份制銀行的利潤效率水平普遍好于同期的國有制銀行；政府對于國有銀行的挽救和改造活動（包括大量的注資、剝離不良資產(chǎn)、機構(gòu)調(diào)整和人員精簡等等）短期內(nèi)收效顯著，國有銀行利潤效率水平在1998年后呈總體上升趨勢，進而使股份制銀行