【正文】 息凈收入+手續(xù)費(fèi)凈收入+其他業(yè)務(wù)收入+投資收益) x 1 00%。因此，這一變量代表了各家銀行的效率，是影響銀行績效的微觀因素的代理變量。根據(jù)效率結(jié)構(gòu)假說， C1R 預(yù)期與銀行績效成反比， 其系數(shù)當(dāng)顯著小于零。(2) 凈利差N1M。商業(yè)銀行凈利差=生息資產(chǎn)平均收益率計(jì)息負(fù)債平均成本。由公式可以看出， 凈利差反映了商業(yè)銀行實(shí)際所獲得的利差收益，是一種毛利潤率。在資產(chǎn)規(guī)模與成本收入比不變的情況下， 凈利差收益越大，商業(yè)銀行實(shí)際獲得的利潤越高， ROA越高， 銀行財(cái)務(wù)績效越好， 因此N1M 可以看做是C1R 的補(bǔ)充變量。(3)實(shí)際GDP 增長率RGDP。由于銀行業(yè)是典型的親周期行業(yè)，其經(jīng)營受經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響很大，在不同的經(jīng)濟(jì)周期階段， 商業(yè)銀行經(jīng)營環(huán)境將有顯著差異。在經(jīng)濟(jì)繁榮階段，投資機(jī)會(huì)增加，社會(huì)整體經(jīng)濟(jì)效益顯著提高，貸款規(guī)模增加，壞賬損失下降，經(jīng)營績效提高。在經(jīng)濟(jì)蕭條階段，情況恰恰相反。但在另一個(gè)方面，經(jīng)濟(jì)繁榮階段銀行業(yè)務(wù)增加的同時(shí)，資產(chǎn)規(guī)模也大幅度增加，而我們的績效指與資產(chǎn)規(guī)模反相關(guān)，因而系數(shù)性質(zhì)不確定， 但可以肯定的是，如果經(jīng)濟(jì)上升期，銀行的凈利差收益不因過度信用擴(kuò)張而縮小，資產(chǎn)質(zhì)量不因擴(kuò)張而下降，則預(yù)期商業(yè)銀行績效與RGDP 顯著正相關(guān)。首先，被解釋變量ROA 與REVA 是當(dāng)前運(yùn)用最為廣泛的績效衡量變量，符合本文的研究需要。其次，解釋變量1M1 的編制以利率決定理論和金融抑制理論為根據(jù)，且很好地反映了我國政府主導(dǎo)型的利率市場化改革進(jìn)程，是刻畫管制利率扭曲程度(利率非市場化程度)的優(yōu)良指標(biāo)， 因而也是本文的核心解釋變量。管制利差W1RS 是衡量了金融約束理論中銀行特許權(quán)價(jià)值的優(yōu)良指標(biāo)，同時(shí)也很好地刻畫了影響我國商業(yè)銀行績效的宏觀政策性因素，按理應(yīng)進(jìn)入模型。此外，由于金融約束只能在實(shí)際利率R1 為正的條件下產(chǎn)生作用， R1 與WIRS 同時(shí)進(jìn)入模型具有理論上的必要性。這樣， 以1M1 為為主，以W1RS 與R1 為輔的解釋變量便同時(shí)從市場與政府兩個(gè)維度相對(duì)客觀地刻畫了我國的利率市場化進(jìn)程。再者，關(guān)于控制變量的選擇，我們可以參考第二章有關(guān)商業(yè)銀行績效決定因素的理論一節(jié)。借鑒前人研究，在宏觀、中觀(行業(yè)競爭結(jié)構(gòu))、微觀三大類影響商業(yè)銀行績效的因素中，銀行微觀效率因素最為關(guān)鍵，因此我們引入了銀行微觀效率的代理變量C1R，而根據(jù)效率一結(jié)構(gòu)假說，引入微觀效率變量后，中觀因素將不再顯著， 因此本文排除了市場結(jié)構(gòu)變量。此外。結(jié)合我國實(shí)際情況，我們引入了C1R 的補(bǔ)充變量N1M ，以及宏觀經(jīng)濟(jì)周期變量RGDP 。最后，從廣義上看， 三個(gè)解釋變量1M1 ，W1RS 與R1 也可以被視為影響商業(yè)銀行績效的宏觀性因素變量，它們分別刻畫了利率市場環(huán)境、金融約束政策等宏觀性因素。這樣，實(shí)證模型整體上涵蓋了宏微觀兩個(gè)層面(宏觀方面如經(jīng)濟(jì)周期，利率市場環(huán)境，政府政策。微觀的如銀行效率，凈利差〉的主要解釋變量， 滿足了商業(yè)銀行績效評(píng)價(jià)模型建立的基本要求。變量定義與說明符號(hào)數(shù)據(jù)處理描述ROA利潤總額/總資產(chǎn)平均余額衡量商業(yè)銀行財(cái)務(wù)績效的核心指標(biāo)REVA經(jīng)濟(jì)增加值/總資產(chǎn)平均余額商業(yè)銀行價(jià)值創(chuàng)造能力的典型指標(biāo)IMI管制利率一市場均衡利率利率市場化進(jìn)程的核心指標(biāo)RI管制利率一消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)利率市場改革成效的代表性變量WIRS管制存款利率一管制貸款利率利率管制水平的關(guān)鍵變量CIR營業(yè)費(fèi)用/營業(yè)收入商業(yè)銀行微觀效率的代理變量RGDP本年度實(shí)際GDP/上年度實(shí)際GDP宏觀經(jīng)濟(jì)周期的代理變量NIM生息資產(chǎn)平均收益一計(jì)息負(fù)債平均成本商業(yè)銀行自主定價(jià)能力變量名稱極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差(%)ROAO. 192%%%REVA%1. 41%o. 739%一、20062012 年， 全部13 家上市國有與股份制商業(yè)銀行資產(chǎn)收益率ROA ， 經(jīng)濟(jì)增加值收益率REVA 均值分別為1. 350%與O. 739%，表明樣本商業(yè)銀行在樣本期均取得了較好的績效。分別國有與股份制商業(yè)銀行來看， 國有四大行ROA 與REVA 均值分別為1. 均高于樣本總體平均水平。9 家股份制商業(yè)銀行(含交通銀行)的ROA ，均低于樣本平均水平1 1 。由此可以看出， 經(jīng)歷股份制改革后，四大國有銀行的績效得到了顯著提升，其績效水平與經(jīng)營水平己經(jīng)不亞于股份制商業(yè)銀行，甚至整體上略高于股份制商業(yè)銀行。作為輔助分析，我們還計(jì)算了樣本期各家銀行的凈利差( NIM) 均值，與股權(quán)收益率(ROE) 均值。具體來看， 20062012 全部13 家銀行NIM 與ROE 均值分別達(dá)到2 . 57%% ， 與國際銀行相比，也處于較高水平。分組別看，國有銀行NIM 與ROE 總體均值分別為2 .5 5%% ，略低于整體樣本平均。股份制商業(yè)銀行NIM 與ROE %與28. 15% ，略高于整體整體樣本平均。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 股份制商業(yè)銀行ROE略高于國有行業(yè)銀行主要是由于股份制商業(yè)銀行的資本充足率相對(duì)更低造成的， 樣本期內(nèi)， 股份制商業(yè)銀行平均資本充足率為1 0. 1 5% ，而國有商業(yè)銀行卻達(dá)到了1 2 . 58% 。這在某種意義上表明， 相對(duì)于國有商業(yè)銀行，股份制商業(yè)銀行有更大的風(fēng)險(xiǎn)偏好與更強(qiáng)烈的擴(kuò)張沖動(dòng)。變量名稱極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差(%)1M1 1. 64%% %0. 668R1WIRSCIRNIMRGDP2. 12%%26. 73%%%2. 95%3. 51%50. 44%3. 280%% 0. 32%%36. 55%%%1. 8734. 9970. 321從均值來看，均衡利率市場指數(shù)1M1 與實(shí)際利率RI 均為負(fù)數(shù)，表明樣本期數(shù)據(jù)特征與利率市場化相關(guān)理論吻合。管制利差WIRS % ，表明管制利差在樣本期為商業(yè)銀行提供了相當(dāng)高的政策性壟斷租金。從標(biāo)準(zhǔn)差來看，解釋變量中RI值最大，控制變量中CI R 與RGDP 的值均較大，表明在模型中，這三個(gè)變量較為活躍，在其他條件不變的情況下， 其對(duì)被解釋變量的影響更大， 解釋能力更強(qiáng)。二、樣本相關(guān)變量間的相關(guān)性系數(shù)ROAREVAIMIRIWIRSCIRNIMRGDPROA1REVAIMIRIWIRSCIRNIMRGDP為進(jìn)一步考察樣本數(shù)據(jù)的合理性，我們計(jì)算了主要變量間的相關(guān)系數(shù)。如表57 ，數(shù)據(jù)顯示，各解釋變量間的相關(guān)系數(shù)均處于較合理的水平，除RGDP CGDP 增長率〉與WIRS( 管制利差〉，其他解釋變量間的相關(guān)系數(shù)都處于較低的水平上( 以下〉。兩個(gè)被解釋變量問CROA 與REVA) 的相關(guān)系數(shù)較高， ，表明企業(yè)的財(cái)務(wù)績效與經(jīng)濟(jì)增加值績效之間存在著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，盡管如此，兩者仍存在著一定的差異。這與相關(guān)理論以及大多數(shù)己有研究結(jié)論相一致。從ROE 的情況來看，其與ROA、REVA 的相關(guān)系數(shù)都不高，分別為O. 399 ， ，表明我國商業(yè)銀行的股權(quán)收益率績效與資產(chǎn)收益率績效和經(jīng)濟(jì)增加值績效間存在巨大差異。從另一個(gè)方面來看，被解釋變量與解釋變量之間存在較大的相關(guān)性，表明解釋變量具有較好的解釋力。而各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均不大，意味著變量間的共線性小，各解釋變量的獨(dú)立性好。經(jīng)綜合考慮，本文仍用原有數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。首先， 對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)、性，發(fā)現(xiàn)部分序列存在單位根，應(yīng)進(jìn)行差分處理，以消除單位根， 但考慮到模型時(shí)間序列較短， 且均為比例數(shù)據(jù)。進(jìn)行差分處理會(huì)導(dǎo)致偏離研究目標(biāo)，并削弱解釋力。經(jīng)綜合考慮， 本文仍用原有數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透m合于隨機(jī)效應(yīng)模型， 還是更適合于固定效應(yīng)模型， 我們用s t ata 1 2實(shí)施了Hausman 檢驗(yàn)。原假設(shè)與備擇假設(shè)是:110 : 個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)，應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型11 1 : 個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)， 應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型12 模型豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果ROA模型 Reva模型豪斯曼檢驗(yàn)Probchi 2 = O. 0969 Probchi 2 = 如上表所示，hausman 檢驗(yàn)結(jié)果顯示在5% 的顯著性水平下， 模型一不能拒絕原假設(shè)，當(dāng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型， 模型二拒絕原假設(shè)， 當(dāng)采用固定效應(yīng)模型。于是，我們分別采用隨機(jī)效益模型和固定效應(yīng)模型對(duì)實(shí)證模型一與模型二進(jìn)行回歸。備注: *表示在1 0%的顯著性水平下顯著:料表示在5%的顯著性水平下顯著。 ***表示在1%的顯著性水平下顯著。根據(jù)回歸結(jié)果擬合回歸方程如下:ROAi1=0. 709+0. 129IMl。.0. 0719WIRSit+0. 701Rl i, 0. 252CIRi,+0. 332NIMi, 0. 131RGDPilt 值: () () () () () () ()變量參數(shù)估計(jì)值變量系數(shù) t值多重共線性檢驗(yàn)IMI ***WIRS ***RI ***CIR ***NIM ***RGDP ***從上表來看，整個(gè)共線性統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)小于10，說明在自變量與因變量之間不存在多線共性的特征。REVA 模型回歸結(jié)果, *表示在10%的顯著性水平下顯著。 料表示在5%的顯著性水平下顯著。 ***表示在1 %的顯著性水平下顯著。變量參數(shù)估計(jì)值變量系數(shù) t值多重共線性檢驗(yàn)IMI ***WIRS ***RI ***CIR * NIM **RGDP **一、關(guān)于ROA 模型 從ROA 績效來看，模型解釋了ROA 績效約66. 5%的變動(dòng)， 具有較好的解釋力。設(shè)置的所有6 個(gè)解釋變量與控制變量均高度顯著，展現(xiàn)了變量設(shè)置的合理性。具體來看，實(shí)際利率CRI) 、成本收入比(C1R) 以及GDP 增長率CRGDP ) 與銀行績效負(fù)相關(guān)，均衡利率市場指數(shù)C1M1) 、凈利差CN1M) 以及管制利差CWIRS) 與商業(yè)銀行績效顯著正相關(guān)。下面我們對(duì)其進(jìn)行逐一分析。利率市場化指數(shù)CIM I) o 1M1 表示管制利率與實(shí)際利率的偏差，就我國的實(shí)際情況而言該指數(shù)通常為負(fù)數(shù)。其值越大， 表明管制利率的扭曲程度越小， 利率市場化的程度越高。其系數(shù)為正表明管制利率的扭曲程度越低， 商業(yè)銀行的績效越好。這就是說，貨幣當(dāng)局放松利率管制，讓市場決定利率的市場化改革事實(shí)上提升了商業(yè)銀行的ROA 績效。管制利差CW1RS) ，管制利差是金融部門特許權(quán)價(jià)值大小的代理變量，它反映了金融約束政策為金融部門設(shè)立的租金水平。在行業(yè)準(zhǔn)入受限的條件下，管制利差越高，商業(yè)銀行依靠政策性壟斷獲得的收益越大。從實(shí)證的情況來看，管制利差與商業(yè)銀行績效顯著正相關(guān)，管制利差每上升一個(gè)百分點(diǎn)，將帶動(dòng)商業(yè)銀行ROA 績效提高O. 7 個(gè)百分點(diǎn)。這表明商業(yè)銀行績效對(duì)于政策性壟斷的依賴較為嚴(yán)重，受政策變量的影響較大。實(shí)際利率CR I) 。實(shí)際利率在利率市場化過程中是一個(gè)關(guān)鍵性變量。一來， 要保證金融約束作用的有效發(fā)揮， 需要保證實(shí)際利率為正: 二來，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，利率市場化幾乎肯定會(huì)帶來的結(jié)果便是實(shí)際利率上升。因而，實(shí)際利率被廣泛用作替代利率市場化進(jìn)程的權(quán)宣變量。就性質(zhì)來說，實(shí)際利率越高， 通常意味著利率市場化的程度越高。但就實(shí)證的情況來看， 在2006201 2 年間，我國實(shí)際利率每上升一個(gè)百分點(diǎn)， 個(gè)百分點(diǎn)。也就是實(shí)際利率上升導(dǎo)致商業(yè)銀行績效下降。這似乎與主解釋標(biāo)量1M1 的結(jié)論相悖，實(shí)際上，兩者有著一定的差異， 1M1 代表的是管制利率的扭曲程度，而實(shí)際利率R1 則代表了銀行部門的實(shí)際融資成本。由于基準(zhǔn)利率變動(dòng)較小，前者主要受均衡利率影響， 后者則主要受通貨膨脹影， 因而存在差異。成本收入比CCI的。成本收入比是商業(yè)銀行營業(yè)成本與營業(yè)收入的比值，是商業(yè)銀行管理效率的代理變量，理論上該比例越低，表明商業(yè)銀行的成本控制能力越強(qiáng)， 管理能力越好。從實(shí)證結(jié)果來看，該比率與商業(yè)銀行績效顯著負(fù)相關(guān)。表明商業(yè)銀行成本控制能力越強(qiáng)， 其ROA 績效越好。凈利差CN1M) 。凈利差是衡量商業(yè)銀行自主定價(jià)能力與管理能力的指標(biāo)變量，反映利差收益對(duì)于商業(yè)績效的影響程度。從實(shí)證結(jié)論來看，利差收益與商業(yè)銀行顯著績效正相關(guān)。凈利差每上升一個(gè)百分點(diǎn)， 將帶動(dòng)ROA 績效上升O. 33 個(gè)百分點(diǎn)。結(jié)合管制利差的情況，我們發(fā)現(xiàn)，利差效應(yīng)路徑確實(shí)是利率市場化影響商業(yè)銀行績效的主要路徑。GDP 增長率( RGDP) 0 RGDP 是度量經(jīng)濟(jì)周期的最好變量。RGDP 走高， 通常意味著經(jīng)濟(jì)步入繁榮期。一般來說，銀行業(yè)是典型的親周期行業(yè)， 經(jīng)濟(jì)向好，銀行業(yè)的利潤上升。但實(shí)證結(jié)果顯示， RGDP 與商業(yè)銀行績效顯著負(fù)相關(guān)。RGDP 每走高一個(gè)百分點(diǎn)將引起商業(yè)銀行ROA 個(gè)百分點(diǎn)。這種情況主要是由利率管制造成的。在經(jīng)濟(jì)繁榮期，央行將選擇提高存貸款基準(zhǔn)利率。但在實(shí)際操作中，管制特性明顯的存款利率隨基準(zhǔn)利率調(diào)整可一步到位，而市場化程度相對(duì)較高的貸款利率的提升相對(duì)有限，利差收窄， 商業(yè)銀行ROA 不升反降低。這進(jìn)一步說明了利差效應(yīng)對(duì)于銀行績效的突出影響。二、關(guān)于REVA 績效REVA 主要體現(xiàn)了商業(yè)銀行的價(jià)值創(chuàng)造能力， REVA 的值越大，表明商業(yè)銀行的價(jià)值