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user: 4. 数据来源与实证结果分析 1) 数据来源 考虑到四大国有商业银行在中国商业银行总资产中占比最大，加上15家股份制商业银行，资产总额约占中国商业银行总资产的80%以上，因此，本文样本选取4家国有商业银行和15家股份制商业银行，其技术效率的高低足以反映中国银行业技术效率的竞争力基本情况。 本文所有数据均来源于《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》，其中的GDP缩减指数，将其数据折算到1997年。样本跨期为1997~2016年，共获得了350个非均衡的面板数据，如表1所示。 2) 统计数据和图表分析 a) 随机前沿模型。在给出模型(1)的估计结果前，我们必须对模型设定进行经验检验。由于Cobb-Douglas生产函数是超越对数生产函数的一种特殊形式，利用上面的检验技术，计算出了两种函数形式下的广义似然比统计量LR = −2 * (72.35 − 89.97) = 35.24，由于自由度为6，置信区间为5%的复合χ 2 分布的极值为12.59，因此，可以拒绝零假设：C-D生产函数模型不能很好地拟合本文样本数据，而超越对数生产函数的模型设定更可靠(如表2所示)。 其次，表2中，超越对数生产函数模型(1)的广义单侧似然比检验的值为73.77，远大于置信区间为5%，自由度为3的复合χ 2 分布的极值7.815，说明超越对数生产函数模型在总体可靠，这一设定可接受的；最后，变差率γ的值为92.97%，且在统计上是非常显著的，说明模型(1)的误差主要由无效率项决定。 基于上述统计数据，本文得到了样本银行技术效率的估计结果，绘制了不同年份样本银行技术效率的变动曲线，如图1所示。从1997~2016年，样本银行技术效率从69.77%上升到了83.87%，提高了14.10个百分点。期间，1997~2000年，银行技术效率提高了8.51%；2000~2002年，银行技术效率基本保持稳定；2003~2007年，银行技术效率提高了9.49%；2008年，由于受金融危机的冲击，银行技术效率急剧下降了4.67%，随后由于政府及时出台了4万亿经济刺激方案，银行技术效率又恢复到了一个较高的水平，且平稳增长，这一状态一直保持到2013年，随着传统产业产能过剩，2014年经济增长下滑，2016中国银行业的技术效率相对2013年下降了3.02%，且呈现出下降的态势。 从不同类型的银行来看，我们发现四大国有商业银行技术效率的均值从67.42%上升到82.99%，提高了15.57%，而股份制商业银行却只提高了12.63%，落后国有商业银行2.94个百分点，说明国有银行公司治理改革很有成效，公司治理提高了国有商业银行的经营效率，拉近了国有和非国有银行技术效率之间的距离。因此，假设一得到验证，结论成立，如图2更加详细地展示了两类银行技术效率的差异。 Table 1 Descriptive statistical results of three years’ interval between input， output variables and partial explanatory variable 年份 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 投入 x 1 均值 199.69 208.69 156.49 289.19 428.47 663.59 718.67 标准差 322.95 325.61 207.76 353.94 498.86 712.31 805.76 x 2 均值 85.12 131.55 260.72 328.42 526.56 747.54 817.96 标准差 126.97 180.60 343.54 410.00 535.37 754.67 837.17 产出 y 1 均值 86.58 122.89 235.37 415.45 638.32 867.87 958.92 标准差 138.74 165.67 322.53 531.05 791.63 931.74 997.67 y 2 均值 47.65 57.93 51.13 92.79 182.89 287.93 342.19 标准差 56.70 79.64 65.12 122.42 232.15 321.45 375.45 解释变量 ERE 均值 13.35 25.54 23.52 26.92 24.05 25.67 27.95 标准差 10.87 9.50 7.43 9.32 7.59 8.79 9.39 ER 均值 5.54 4.25 3.71 4.27 4.76 4.32 4.89 标准差 2.79 1.86 1.22 1.92 0.99 1.32 1.89 表1. 银行投入、产出变量及部分解释变量间隔三年的描述性统计结果 图1. 中国银行业整体技术效率的均值曲线 Table 2 The estimation results of the model (1) are beyond the logarithmic production function and the C-D production functio 变量 超越对数生产函数 C-D生产函数 系数 标准误差 t值 系数 标准误差 t值 常数项 1.0108 0.0726 5.0976 0.4896 0.1089 6.9654 L n ( x 2 / x 1 ) 0.6871 0.0767 2.8570 0.8489 0.0990 5.9870 L n ( y 1 ) −0.9154 0.0753 −10.5691 −0.9673 0.0670 −11.5567 L n ( y 2 ) −0.5012 0.0356 −7.0298 −1.0012 0.0405 −8.9080 L n ( x 2 / x 1 ) L n ( x 2 / x 1 ) −1.5545 0.0845 −2.0201 L n ( x 2 / x 1 ) L n ( y 1 ) 0.0705 0.0458 1.6731 L n ( x 2 / x 1 ) L n ( y 2 ) 0.0875 0.0423 1.0145 L n ( y 1 ) L n ( y 1 ) −0.1099 0.0197 −4.9870 L n ( y 1 ) L n ( y 2 ) 0.2589 0.0933 5.1090 L n ( y 2 ) L n ( y 2 ) −0.3210 0.0546 −4.9208 t −0.0595 0.0334 −4.0890 −0.1098 0.0894 −4.0450 t 2 0.0055 0.0037 1.5070 0.0028 0.0031 0.9236 t L n ( x 2 / x 1 ) 0.1098 0.0098 1.2790 0.0367 0.0098 2.9000 t L n ( y 1 ) 0.0049 0.0125 0.9032 0.0017 0.0065 2.996 t L n ( y 2 ) 0.0010 0.0080 0.1789 0.0147 0.0073 2.8640 γ 0.9297 0.0288 32.5800 0.9480 0.0298 46.3560 Log likelihood function 89.97 LR test of the one-sided 73.77 72.35 Error obs 192 106.88 表2. 超越对数生产函数和C-D生产函数形式下模型(1)的估计结果 图2. 不同类型银行技术效率的均值曲线对比 图2显示，股份制商业银行技术效率经过前些年的快速增长后，表现出停滞不前甚至是某种程度衰退的趋势，这一结果与Kumbhakar和Wang的结果是一致的。四大国有商业银行经过资本补充、资产剥离后效率有所提高，但随后为了应对入世后外资银行进入的市场竞争，各行展开了一轮较大规模的机构拆并，减员分流改革，使得2000~2003年间资本性支出大幅增加，技术效率也有所下降，与股份制银行效率的差距加大。但是，2004中央汇金公司的重组注资，使得这种差距显著变小，只有2.71，经过几年的公司治理改革后，国有商业银行效率提升很快，在2007年一度超越同期的股份制商业银行，但在2009年后，两种类型的商业银行银行技术效率差距变得比较小且平稳，差异绝对值均小于3。长期看来，这些改革让国有商业银行建立起了一个准市场化的用工制度和良好的公司治理模式，为2008年金融危机后银行技术效率保持平稳性打下了坚实的基础。同时，图2显示，经过公司治理改革后的国有商业银行，在抗风险上比非国有商业银行强，2007年、2008年和2009年这三年，国有商业银行技术效率均强于非国有商业银行技术效率，这主要缘于国有商业银行的资产结构比较均衡，且获取政府资源比非国有银行多。 b) 无效率模型。利用Coelli的一步估计法笔者计算了无效率模型的估计结果，如表3所示。 投入方向的技术无效率，表明了在产出不变的情况下，投入可以节约的程度。从表3可以看出，公司治理变量中，股权结构变量的系数 ( δ 1 ) 为负且显著，说明股份制商业银行在要素使用方面的效率高于国有商业银行。对此，我们认为源于两者截然不同的机构设置方式，导致了国有商业银行在机构和人员数量方面远高于股份制商业银行，但人均产出方面却大大低于股份制商业银行，这也显示国有商业银行员工质量相对低于股份制银行，国有商业银行需要在这方面加大改革力度。 从选择性治理变量来看，外资入股的系数 ( δ 2 ) 为正，但不显著，说明外国战略投资者不以要素使用效率的高低作为入股标准，更多考虑的是投资收益和市场。或者说，要素使用效率高的银行不一定都接受了外资入股。比如，招商银行就没有接受外资战略投资者入股。因此， δ 1 和 δ 2 显示拒绝假设二，假设二结论不成立。 从动态治理变量来看，上市的系数 ( δ 3 ) 为负也不显著，说明并不是技术效率高的银行被选择上市了，这一结果与中国银行业的实际情况相吻合，政府将上市作为国有商业银行股权改革的措施之一，帮助其完成了新股发行，并期望上市后银行在市场机制的监督下提高效率。外资入股-短期的系数 ( δ 4 ) 为正，外资入股-长期的系数 ( δ 6 ) 却为负，且两者都不显著，说明短期内外资入股使银行的技术效率下降了，长期却有利于银行技术效率的提高。这是由于技术升级换代的投资活动和计提贷款损失准备金等稳健性经营 Table 3 The estimated result of inefficiency model (2 变量 系数 标准误差 t值 常数项 ( δ 0 ) 0.4191 0.3131 1.3380 股权结构 ( δ 1 ) −0.1886 0.0959 −1.9670 外资入股 ( δ 2 ) 0.1556 0.1120 1.3900 上市 ( δ 3 ) −0.3362 0.1368 −1.4570 经历了外资入股-短期 ( δ 4 ) 0.1618 0.1426 1.1340 进行了IPO-短期 ( δ 5 ) −0.8572 0.3441 −2.4920 经历了外资入股-长期 ( δ 6 ) −0.0675 0.0233 −0.3270 进行了IPO-长期 ( δ 7 ) −0.0618 0.0356 1.3160 权益比率 ( δ 8 ) 0.0082 0.0132 0.6229 投资与收益资产比率 ( δ 9 ) −0.0104 0.0045 −2.230 GDP增长率 ( δ 10 ) 0.0267 0.0328 0.8148 表3. 无效率模型(2)的估计结果 活动造成的，这些活动牺牲了银行当前或者近期的有效产出，但长期来看会增加银行市场竞争的活力，银行通过吸收外资银行的先进要素管理技术使经营更加稳健，增加收益。 上市的短期系数 ( δ 5 ) 为负且显著，说明IPO在短期内有助于银行技术效率的改善，这可能缘于上市给银行带来了相对充足的现金流量。上市的长期系数 ( δ 7 ) 为负但不显著，说明IPO没能保证其对技术效率的促进作用。因此， δ 3 、 δ 4 、 δ 5 、 和 统计显示接受假设三，假设三结论成立。文章认为，这一结果源于“包装上市”的需要，这种需要使得商业银行通过财务包装手段来满足IPO，在短期内可以改善银行的技术效率，但长期对银行业效率的改善并未表现很好的效果。统计结果从侧面显示，外资入股重在财务投资而非银行本身的技术效率。 从公司特性变量来看，权益比率的系数 为正，但不显著，说明权益比率的高低跟银行技术效率的高低无关。投资与收益资产比率的系数 为负且显著，说明提高投资与收益资产的比例有助于银行技术效率的改善。文章认为，目前国内银行的投资绝大部分都是相对低风险的债券，经营债券相对于经营贷款来说，银行可以获得规模经济效应，但是降低经营风险的同时降低了银行技术效率。因此，提高投资与收益资产的比例有助于银行技术效率的改善，这需要银行在业务上有新的突破。此外，GDP增长率的系数 为正，但不显著，说明银行技术效率的高低与经济增长速度不相关，这一结果与Jiang等的结论是一致的。 3) 稳健性检验。由于国有商业银行的股东存在一致性以及外资入股的可选择性，为了避免银行公司治理的内生性影响，确保实证检验结果的严谨性，文章对被解释变量进行了滞后处理并进行稳健性检验。广义矩阵法和、AR(1)和AR(2)的统计结果显示，一阶残差线性相关显著，但二阶序列不显著，一阶差分方程中的残差项不存在自相关得到验证，随机数据模拟效果比较好。