盧方元，單可棟

(鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、引 言

從2003年我國開始進(jìn)行銀行業(yè)改革以來，整個銀行業(yè)呈現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。商業(yè)銀行現(xiàn)在已經(jīng)逐步建立起自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧、自負(fù)風(fēng)險(xiǎn)、自我約束的現(xiàn)代企業(yè)管理制度。在激烈的國際競爭格局下，商業(yè)銀行要時刻面臨外界負(fù)面風(fēng)險(xiǎn)對自身帶來的沖擊,只有具備良好的盈利能力才能抵御這些風(fēng)險(xiǎn)，才能在激烈的競爭環(huán)境中處于不敗之地。據(jù)中國銀監(jiān)會2013年3月1日公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2012年我國上市商業(yè)銀行的凈利潤再次超過萬億大關(guān)，達(dá)到12386億元，同比增長15.94%，創(chuàng)歷史新高①。另外，據(jù)騰訊財(cái)經(jīng)網(wǎng)2013年5月3日報(bào)道，截至4月27日，兩市2469家上市公司全部發(fā)布2013年四季報(bào)，累計(jì)實(shí)現(xiàn)營業(yè)收入6.05萬億元，實(shí)現(xiàn)凈利潤5819.78億元②。據(jù)銀監(jiān)會統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2013年一季度16家上市銀行凈利潤3688億元③，占2469家上市公司凈利潤總額的比重高達(dá)63.3%。從這些數(shù)據(jù)來看，中國銀行業(yè)已經(jīng)具有超強(qiáng)的盈利能力,商業(yè)銀行盈利能力占全體上市公司總利潤的很大部分。商業(yè)銀行盈利能力的高低直接關(guān)系到我國股市的興衰。因此，對我國商業(yè)銀行盈利能力影響因素進(jìn)行研究不僅對商業(yè)銀行自身的發(fā)展而且對整個股市的發(fā)展均有重要的作用。

國內(nèi)外學(xué)者對商業(yè)銀行的盈利影響因素進(jìn)行了大量研究。國外學(xué)者對銀行盈利方面的研究起步較早,Berger(1993)和Cavallo(2001)等在規(guī)模經(jīng)濟(jì)、范圍經(jīng)濟(jì)等經(jīng)典經(jīng)濟(jì)效率范疇內(nèi)研究商業(yè)銀行經(jīng)濟(jì)效率問題[1-2]。Berger(1995)通過對 1983～1992 年美國一些銀行的數(shù)據(jù)分析研究發(fā)現(xiàn)，美國銀行資本與銀行收益兩者之間是明顯的正相關(guān)關(guān)系，即銀行資本的增加有利于銀行收益的增加。相反地，銀行資本的減少也會帶來銀行收益的減少[3]。Feng(2009)等通過前沿生產(chǎn)函數(shù)來研究銀行的經(jīng)濟(jì)效率(如DEA、SFA)，主要包括生產(chǎn)效率、技術(shù)效率和成本效率等。國內(nèi)學(xué)者對我國商業(yè)銀行盈利能力也進(jìn)行了許多研究[4]。王振山(2000)對銀行規(guī)模經(jīng)濟(jì)的定義與含義做了非常深入的闡釋[5]。徐傳諶、齊樹天(2002)等學(xué)者對銀行規(guī)模經(jīng)濟(jì)與范圍經(jīng)濟(jì)做了類似實(shí)證分析。此外，國內(nèi)學(xué)者主要從經(jīng)濟(jì)效率方面對我國商業(yè)銀行盈利能力進(jìn)行研究[6]。張建華(2003)通過改進(jìn)的DEA方法來測算商業(yè)銀行經(jīng)濟(jì)效率并且進(jìn)行了變量之間相關(guān)性分析，指出在內(nèi)部因素中，激勵機(jī)制、員工素質(zhì)、人均資產(chǎn)對銀行效率有促進(jìn)作用，而風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與不良資產(chǎn)有著較大的負(fù)面影響[7]。席艷玲、吳英英(2012)采用2004～2009年我國 14 家商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)對商業(yè)銀行董事會特征和銀行績效進(jìn)行計(jì)量分析，研究結(jié)果表明董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例、高管薪酬、前五大股東持股比例均與銀行績效顯著正相關(guān)，銀行資產(chǎn)規(guī)模同績效顯著負(fù)相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率同績效呈負(fù)相關(guān)但是不顯著，銀行的國有性質(zhì)也會對銀行績效產(chǎn)生顯著正向影響[8]。王曼舒、劉曉芳(2013)基于中國 14 家上市商業(yè)銀行 2008～2010 年季度面板數(shù)據(jù)，定量分析了商業(yè)銀行收入結(jié)構(gòu)對盈利能力的影響[9]。陸 靜、阿拉騰蘇道、尹宇明(2013)采用面板廣義矩估計(jì)(GMM)方法對 1997～2010 年中國 144 家商業(yè)銀行進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行的盈利能力除了與銀行特征有關(guān)，還與金融市場結(jié)構(gòu)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量相關(guān)[10]。

我國學(xué)者在利用面板數(shù)據(jù)模型對銀行盈利性影響因素進(jìn)行研究時，大多沒有把上市商業(yè)銀行的經(jīng)營效率、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)管理三個方面和三種不同的銀行性質(zhì)結(jié)合起來。由于國有、股份制、城市性三種不同性質(zhì)的商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)和運(yùn)營機(jī)制差異較大，因此將它們納入一個模型進(jìn)行研究，所得到的結(jié)論不夠準(zhǔn)確。本文在以往研究的基礎(chǔ)上，從“投入—產(chǎn)出”的角度出發(fā)，結(jié)合銀行運(yùn)營效率、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)管理等方面指標(biāo)，基于2005～2012年16家上市商業(yè)銀行的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，分別建立全部上市銀行、國有上市銀行、股份制上市銀行、城市性上市銀行面板數(shù)據(jù)模型，對銀行盈利性影響因素進(jìn)行深入分析。

二、我國上市銀行盈利性Panel Data模型的構(gòu)建

國際上關(guān)于商業(yè)銀行的研究主要有兩個角度：財(cái)務(wù)角度和“投入—產(chǎn)出”角度。前者主要是通過構(gòu)建一定的財(cái)務(wù)指標(biāo)來分析銀行經(jīng)濟(jì)效率的變化，比較側(cè)重于結(jié)果的分析；而后者主要側(cè)重于研究企業(yè)如何以較小投入獲得最大報(bào)酬或?qū)崿F(xiàn)利潤最大化。相比于財(cái)務(wù)的研究視角，“投入—產(chǎn)出”的研究視角不單單側(cè)重于結(jié)果的分析，同時也關(guān)注于生產(chǎn)中各種投入的作用。本文從“投入—產(chǎn)出”的角度出發(fā)，通過銀行運(yùn)營效率、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)管理等方面因素對銀行盈利能力的影響進(jìn)行研究。這里將銀行的凈利潤Pro作為產(chǎn)出，勞動與資產(chǎn)作為投入，Sal來表示勞動投入，F(xiàn)as來表示資產(chǎn)投入，因此商業(yè)銀行的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為Pro=f(Sal,Fas)。考慮到數(shù)據(jù)的可得性與會計(jì)貨幣化的要求，使用每年應(yīng)付職工薪酬、固定資產(chǎn)凈值作為勞動與資產(chǎn)投入的度量，這兩個指標(biāo)在一定程度上反映出銀行規(guī)模。考慮到銀行的運(yùn)營效率、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)和風(fēng)險(xiǎn)管理對銀行盈利能力的重要影響，本文將成本收入比Inf(營業(yè)費(fèi)用與營業(yè)收入的比值)、非利息收入占比Rni(非利息收入與營業(yè)收入的比值)和不良資產(chǎn)比率Npl(不良貸款占總貸款余額的比重)加入模型中，因此 “投入—產(chǎn)出”模型可進(jìn)一步改寫為Pro=f(Sal,Fas,Inf,Rni,Npl)。其中，成本收入比Inf反映銀行經(jīng)營效率，非利息收入占比Rni反映銀行業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)，不良貸款比率Npl反映銀行風(fēng)險(xiǎn)管理水平。為了能夠準(zhǔn)確分析投入量與產(chǎn)出量之間的關(guān)系并且使得估計(jì)出的參數(shù)具有明顯的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，選用廣義柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，并對各變量取對數(shù)以消除異方差的影響。其對數(shù)化后的模型形式如(1)所示:

lnProit=C+C1lnSalit+C2lnFasit+C3lnInfit+C4lnRniit+C5lnNplit+εit

(1)

其中，Proit為t年銀行i的凈利潤，Salit為t年銀行i的應(yīng)付職工薪酬，F(xiàn)asit為t年銀行i的固定資產(chǎn)凈值，Infit為t年銀行i的成本收入比，Rniit為t年銀行i的非利息收入占比，Nplit為t年銀行i的不良貸款比率。模型(1)有三種形式：

混合模型:lnProi=C+C1lnSali+C2lnFasi+C3lnInfi+C4lnRnii+C5lnNpli+εi

(2)

變截距模型:lnProi=Ci+C1lnSali+C2lnFasi+C3lnInfi+C4lnRnii+C5lnNpli+εi

(3)

變系數(shù)模型:lnProi=Ci+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi+C4ilnRnii+C5ilnNpli+εi

(4)

模型的具體形式是通過對模型進(jìn)行F檢驗(yàn)確定的：

其中S1，S2，S3分別為固定影響變系數(shù)模型、固定影響變截距模型和混合模型的殘差平方和。對于給定的顯著水平α，首先計(jì)算F2；如果F2Fα,繼續(xù)檢驗(yàn)F1。如果F1Fα,則確定模型形式為變系數(shù)模型。對于變截距模型和變系數(shù)模型，還分固定影響和隨機(jī)影響，使用hausman檢驗(yàn)加以確認(rèn)。

考慮到銀行數(shù)據(jù)的可得性與商業(yè)銀行發(fā)展階段的要求，本文選取的銀行樣本為16家上市商業(yè)銀行。其中，5家國有銀行為工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、建設(shè)銀行、交通銀行；8家股份制銀行為中信銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、招商銀行、興業(yè)銀行、浦發(fā)銀行、平安銀行；3家城市性銀行為北京銀行、南京銀行、寧波銀行。首先將這16家銀行作為一個整體進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型回歸，之后再將國有銀行、股份制銀行、城市性銀行三種不同性質(zhì)銀行分別回歸，進(jìn)行對比分析。數(shù)據(jù)來源主要是中國金融年鑒和各個銀行年報(bào)，考慮到2003年我國銀行業(yè)進(jìn)行改革，選取數(shù)據(jù)時間跨度為2005～2012年的年度數(shù)據(jù)。

三、我國上市銀行盈利影響因素分析

1.全部上市銀行盈利影響因素分析

首先，把3種不同性質(zhì)銀行作為一個整體進(jìn)行回歸，其中，截面數(shù)N=16，時期數(shù)T=8，解釋變量數(shù)K=5。運(yùn)用eviews6.0進(jìn)行估計(jì)，得到混合模型殘差平方和S3=18.068，固定影響變截距模型的殘差平方和S2=13.75884，固定影響變系數(shù)模型的殘差平方和S1=0.903。由上述三種形式的殘差平方和構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：F2=6.76>F0.05(90,32)=1.67，F(xiàn)1=6.07>F0.05(75,32)=1.69。根據(jù)F檢驗(yàn)結(jié)果，模型選用變系數(shù)模型。由于數(shù)據(jù)中包含的截面成員是所研究的總體，因此應(yīng)選取固定影響變系數(shù)模型。模型的具體形式為式(5)所示(各解釋變量系數(shù)見表1)：

lnProi= 7.21+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi+

(1.92)

C4ilnRnii+C5ilnNpli

(5)

R2=0.997，F(xiàn) =110.822

模型的擬合優(yōu)度R2=0.997，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=110.822，方程擬合效果較好且整體顯著性較強(qiáng)。表1中C0為各截面偏離平均水平C的程度，但是在0.05的顯著性水平下，各截面的5個解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量大部分都不能通過檢驗(yàn)，即應(yīng)付職工薪酬Sal，固定資產(chǎn)凈值Fas，成本收入比Inf，非利息收入占比Rni，不良資產(chǎn)率Npl等因素對上市銀行盈利影響不顯著。這與姚勇、董利(2005)，黃金秋(2006)等人運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對銀行盈利性影響因素進(jìn)行研究得出的結(jié)論并不一致，其中原因可能是以往研究模型形式的選擇不夠準(zhǔn)確，而且樣本數(shù)據(jù)的時間段也不相同[11-12]。此外，國有銀行、股份制銀行和城市性銀行的股權(quán)機(jī)構(gòu)和運(yùn)營機(jī)制都不相同，把三種不同性質(zhì)的銀行作為一個整體來研究我國上市商業(yè)銀行的盈利影響因素是不科學(xué)的。因此，本文把三種不同性質(zhì)的銀行分開，分別建立面板數(shù)據(jù)模型，對比分析各個解釋變量對銀行盈利性的影響。

2.國有上市銀行盈利影響因素模型

對5家國有銀行進(jìn)行回歸分析，其中，截面數(shù)N=5，時期數(shù)T=8，解釋變量數(shù)K=5。運(yùn)用eviews6.0進(jìn)行估計(jì)，得到混合模型的殘差平方和S3=2.536，固定影響變截距模型的殘差平方和S2=1.768，固定影響變系數(shù)模型的殘差平方和S1=0.435。由上述三種形式的殘差平方和構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：F2=2.01

lnProi=14.02+0.29lnSali+0.54lnFasi-

(9.63) (3.74) (4.61)

3.11lnInfi-0.40lnRnii-0.48lnNpli

(6)

(-8.62) (-3.60) (-6.18)

R2=0.939，F(xiàn)=104.189

結(jié)果顯示，模型的擬合優(yōu)度R2=0.939，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=104.189，方程擬合效果較好且方程整體顯著性較強(qiáng)。模型中各解釋變量的系數(shù)和截距項(xiàng)C都能通過t檢驗(yàn)，這說明各解釋變量和截距項(xiàng)對國有銀行的盈利性都有顯著影響。

3.股份制上市銀行盈利影響因素模型

觀察全部上市商業(yè)銀行模型的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，平安銀行的截距項(xiàng)偏離平均水平較多，并且各解釋變量的系數(shù)也都比其他銀行大。平安銀行經(jīng)過多次合并重組，股權(quán)結(jié)構(gòu)多次發(fā)生變化，模型的回歸結(jié)果很可能出現(xiàn)偏差，因此選用其他7家股份制銀行(除去平安銀行)建立面板數(shù)據(jù)模型。其中，截面數(shù)N=7，時期數(shù)T=8，解釋變量數(shù)K=5。運(yùn)用eviews6.0進(jìn)行估計(jì)，得到混合模型的殘差平方和S3=3.486，固定影響變截距模型的殘差平方和S2=2.210，固定影響變系數(shù)模型的殘差平方和S1=0.150。由上述三種形式的殘差平方和構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：F2=8.62>F0.05(36,14)=2.28 ,F1=6.39>F0.05(30,14)=2.30。根據(jù)F檢驗(yàn)結(jié)果，模型選用變系數(shù)模型形式。在隨機(jī)影響變系數(shù)模型(成分方差的估計(jì)方法為Wallace-Hussain)的條件下，進(jìn)行hausman檢驗(yàn)得到W統(tǒng)計(jì)量=2.918，接受個體影響與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)，確定模型個體影響為隨機(jī)影響。因此，最終選用模型為隨機(jī)影響變系數(shù)模型(協(xié)方差估計(jì)方法為White cross-section)，如式(7)所示(各解釋變量系數(shù)見表2)：

lnProi=7.89+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi

(4.68)

+C4ilnRnii+C5ilnNpli

(7)

R2=0.995，F(xiàn)=120.022

表1 全體上市商業(yè)銀行固定影響變系數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

表2 股份制銀行隨機(jī)影響變系數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

模型的擬合優(yōu)度R2=0.995，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=120.022，方程擬合效果較好且整體顯著性較強(qiáng)。其中，中信、光大、招商、興業(yè)銀行應(yīng)付職工薪酬的系數(shù)C1，華夏、民生銀行固定資產(chǎn)凈值的系數(shù)C2，7家股份制銀行成本收入比的系數(shù)C3，中信、興業(yè)、浦發(fā)銀行非利息收入占比的系數(shù)C4，民生、招商、興業(yè)銀行不良貸款率的系數(shù)C5均能通過t檢驗(yàn)。截距項(xiàng)的平均水平C=7.89,其t統(tǒng)計(jì)量=4.680，通過t檢驗(yàn)，表2中C0表示的各截面偏離平均水平C的程度并不大。

4.城市性上市銀行盈利影響因素模型

對3家城市性銀行進(jìn)行回歸分析，其中，截面數(shù)N=3，時期數(shù)T=8，解釋變量數(shù)K=5。運(yùn)用eviews6.0進(jìn)行估計(jì)，得到混合模型的殘差平方和S3=1.445，固定影響變截距模型的殘差平方和S2=0.879，固定影響變系數(shù)模型的殘差平方和S1=0.171。由上述三種形式的殘差平方和構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：F2=3.72< F0.05(12,6)=3.99。根據(jù)F檢驗(yàn)結(jié)果，模型選用混合模型形式(系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)方法為White diagonal)，選用混合模型形式，如式(8)所示：

lnProi=3.76+0.15lnSali+1.24lnFasi-

(2.04) (1.78) (10.84)

0.92lnInfi-0.30lnRnii-0.01lnNpli

(8)

(-1.94) (-2.00) (-0.14)

R2=0.925，F(xiàn)=42.028

模型的擬合優(yōu)度R2=0.925,F統(tǒng)計(jì)量=42.028,方程擬合優(yōu)度較好且整體顯著性較強(qiáng)。模型中除了不良貸款比率之外，其他解釋變量的系數(shù)和截距項(xiàng)C都能通過t檢驗(yàn)。這說明除了不良貸款比率之外，其他解釋變量和截距項(xiàng)對城市性銀行的盈利能力都有顯著影響。

5.模型結(jié)果對比分析

國有銀行和城市性銀行在股權(quán)結(jié)構(gòu)和經(jīng)營機(jī)制上都具有較強(qiáng)的一致性，而各股份制銀行之間股權(quán)結(jié)構(gòu)和運(yùn)營機(jī)制差異較大。結(jié)合模型形式檢驗(yàn)的結(jié)果，國有銀行和城市性銀行選取混合模型，股份制銀行選取隨機(jī)影響變系數(shù)模型是合理的。下面根據(jù)上述三種性質(zhì)銀行的模型結(jié)果，對比分析不同因素對我國上市商業(yè)銀行盈利性的影響。

應(yīng)付職工薪酬方面：國有銀行、城市性銀行應(yīng)付職工薪酬Sal對銀行盈利性的影響均顯著。凈利潤對應(yīng)付職工薪酬的彈性系數(shù)分別為0.29、0.15，即國有銀行、城市性銀行應(yīng)付職工薪酬水平提高1%，凈利潤分別提高0.29%、0.15%。而股份制銀行中，中信、光大、招商、興業(yè)銀行的應(yīng)付職工薪酬對銀行盈利性的影響顯著，凈利潤對應(yīng)付職工薪酬的彈性系數(shù)分別為0.6、0.87、0.50、0.73，即中信、光大、招商、興業(yè)銀行應(yīng)付職工薪酬水平提高1%，凈利潤分別提高0.6%、0.87%、0.50%、0.73%；其余股份制銀行應(yīng)付職工薪酬對凈利潤的影響不顯著。從上述實(shí)證結(jié)果可以看出，現(xiàn)階段我國上市商業(yè)銀行的勞動投入對盈利性的影響均是正向的，且勞動投入對銀行盈利性影響股份制銀行最高，國有銀行次之，城市性銀行最低。其原因可能是股份制銀行近年來為了擴(kuò)大市場份額，不僅大規(guī)模地增加員工人數(shù)，并且其平均職工工資也處于較高水平；而國有銀行員工人數(shù)過多造成機(jī)構(gòu)臃腫，經(jīng)營效率下降，并且其平均職工工資低于股份制銀行，因此股份制銀行勞動投入對盈利性影響程度的平均水平大于國有銀行。城市性銀行的員工數(shù)量最少，并且平均職工工資水平也較低，因此勞動投入對盈利性的影響程度最小。

固定資產(chǎn)凈值方面：國有銀行和城市性銀行固定資產(chǎn)凈值Fas對銀行盈利性的影響均顯著。兩者的凈利潤對固定資產(chǎn)凈值的彈性系數(shù)分別為0.54、1.24，即國有銀行、城市性銀行固定資產(chǎn)凈值提高1%，凈利潤分別提高0.54%、1.24%。股份制銀行中，華夏、民生銀行固定資產(chǎn)凈值對銀行盈利性的影響顯著，凈利潤對固定資產(chǎn)凈值的彈性系數(shù)分別為1.37、1.24，即華夏、民生銀行固定資產(chǎn)凈值提高1%，凈利潤分別提高1.37%、1.24%；其余股份制銀行固定資產(chǎn)凈值對凈利潤的影響不顯著。從實(shí)證結(jié)果看，部分股份制銀行(華夏、民生)和城市性銀行資本投入對盈利性的影響程度高于國有銀行。柯孔林、馮宗憲(2008) 研究發(fā)現(xiàn)，我國國有商業(yè)銀行龐大的冗余職工隊(duì)伍和繁多的機(jī)構(gòu)導(dǎo)致投入力度過大、成本過高，結(jié)果造成銀行效率的低下[13]。因此，國有銀行資本投入對盈利性的影響程度低于部分股份制銀行和城市性銀行。

成本收入比方面：國有銀行和城市性銀行成本收入Inf對銀行盈利性的影響均顯著。國有銀行和城市性銀行凈利潤對成本收入的彈性系數(shù)分別為-3.11、-0.92，即國有銀行和城市性銀行成本收入提高1%，其資產(chǎn)收益率分別下降3.11%、0.92%。7家股份制銀行成本收入比對銀行盈利性的影響也都顯著，凈利潤對成本收入比的彈性系數(shù)分別為-1.84、-1.67、-2.37、-2.31、-1.64、-1.59、-2.08，即中信、光大、華夏、民生、招商、興業(yè)、浦發(fā)銀行成本收入比提高1%，凈利潤分別下降1.84%、1.67%、2.37%、2.31%、1.64%、1.59%、2.08%。成本收入比是營業(yè)費(fèi)用與營業(yè)收入的比值，銀行營業(yè)費(fèi)用越高，成本收入比越高，經(jīng)營效率越低。成本收入比對三種性質(zhì)銀行盈利性的影響均是負(fù)向的，且城市性銀行凈利潤對成本收入比的彈性系數(shù)大于股份制銀行的平均水平，國有銀行凈利潤對成本收入比的彈性系數(shù)小于股份制銀行的平均水平。這說明經(jīng)營效率方面城市性銀行最高，國有銀行最低，而股份制銀行中，華夏、民生、浦發(fā)分居前三位。城市性銀行的規(guī)模較小且管理費(fèi)用少，國有銀行規(guī)模較大且管理費(fèi)用多，所以城市性銀行的經(jīng)營效率較高，國有銀行經(jīng)營效率較低，股份制銀行的經(jīng)營效率居中。

非利息收入占比方面：國有銀行和城市性銀行非利息收入占比Rni對銀行盈利性的影響是負(fù)向的，凈利潤對非利息收入占比的彈性系數(shù)分別為-0.40、-0.30，即國有銀行和城市性銀行非利息收入占比提高1%，凈利潤分別下降0.40%、0.30%。股份制銀行中，中信、興業(yè)、浦發(fā)非利息收入對銀行盈利性的影響是正向的，凈利潤對非利息收入占比的彈性系數(shù)分別為0.25、0.12、1.45，即中信、興業(yè)、浦發(fā)銀行非利息收入占比提高1%，凈利潤分別上升0.25%、0.12%、1.45%；其余股份制銀行非利息收入占比對凈利潤影響不顯著。從彈性系數(shù)看，股份制銀行中除浦發(fā)銀行凈利潤對非利息收入占比的彈性系數(shù)為1.45之外，其他銀行非利息業(yè)務(wù)對盈利性的促進(jìn)作用(中信、興業(yè)銀行凈利潤對非利息收入占比的彈性系數(shù)分別為0.25、0.12，其余股份制銀行非利息收入占比對凈利潤影響不顯著)并不明顯。關(guān)于非利息業(yè)務(wù)收入和商業(yè)銀行盈利能力的關(guān)系問題，國內(nèi)外很多學(xué)者研究結(jié)論并不一致，主要分兩種觀點(diǎn)：一方面認(rèn)為，非利息收入業(yè)務(wù)有助于提高商業(yè)銀行的收益；另一方面認(rèn)為，非利息收入對商業(yè)銀行的收益沒有顯著影響，甚至認(rèn)為非利息收入的增加會導(dǎo)致銀行收益的下降。以往研究之所以出現(xiàn)相反的結(jié)論可能是由于每個銀行非利息業(yè)務(wù)的發(fā)展背景、條件等都不盡相同，且選取的樣本銀行、時間段都不一樣。王菁、周好文(2008)，魏世杰(2010)，姚文韻(2012)等人研究認(rèn)為，非利息收入對銀行盈利影響不顯著，甚至呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這種關(guān)系主要是受波動性因素、成本因素和內(nèi)部結(jié)構(gòu)因素的影響[14-16]。其中原因一方面是非利息收入具有較高的財(cái)務(wù)杠桿作用，加大了總收入平穩(wěn)發(fā)展的難度，增加了銀行盈利的風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，非利息業(yè)務(wù)帶來收入的很大部分被營業(yè)費(fèi)用所吞噬，以至于非利息收入的增長不能帶來更高的盈利，只有當(dāng)非利息收入的規(guī)模達(dá)到一定程度之后，才能實(shí)現(xiàn)收益拐點(diǎn)；最后，我國商業(yè)銀行非利息收入業(yè)務(wù)還處于初級發(fā)展階段，非利息收入的業(yè)務(wù)構(gòu)架尚未完善，體系安排還比較盲目，缺乏一定的合理性。

不良資產(chǎn)率方面：國有銀行和股份制銀行中民生、招商、興業(yè)銀行的不良貸款率Npl對銀行盈利性的影響顯著，凈利潤對不良貸款率的彈性系數(shù)分別為-0.48、-0.89、-0.74、-0.28，即國有銀行和民生、招商、興業(yè)銀行不良貸款率提高1%，凈利潤分別下降0.48%、0.89%、0.74%、0.28%。其余股份制銀行(中信、光大、華夏、浦發(fā))和城市性銀行不良貸款率對盈利性的影響不顯著。隨著貸款的不斷增加，商業(yè)銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)將會加劇，從而降低銀行的盈利性。國有銀行和部分股份制銀行(民生、招商、興業(yè))不良貸款已經(jīng)對盈利性產(chǎn)生負(fù)向影響，而其余股份制銀行(中信、光大、華夏、浦發(fā))和城市性銀行出于謹(jǐn)慎性考慮，對不良貸款有一定的自主性和調(diào)節(jié)能力，因此不良貸款率對盈利性的影響還不顯著。

截距項(xiàng)C：除了勞動投入、資本投入、經(jīng)營效率、業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)和風(fēng)險(xiǎn)管理等方面因素對銀行盈利能力的影響之外，本文把截距項(xiàng)C歸結(jié)為銀行外部宏觀因素，其中包括：國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境。國有銀行、股份制銀行和城市性銀行的截距項(xiàng)分別為14.02、7.89、3.76，且t統(tǒng)計(jì)量都能通過檢驗(yàn)，其中股份制銀行各截面偏離截距項(xiàng)C平均水平的程度也并不大。從實(shí)證結(jié)果看，國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境對國有銀行、股份制銀行和城市性銀行的影響都顯著，且對國有銀行影響最大，對城市性銀行影響最小。國有銀行的股權(quán)歸國家所有，擁有社會資本優(yōu)勢和政府支持，因此國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策和經(jīng)濟(jì)環(huán)境對其盈利性影響也最大；股份制銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)多樣、業(yè)務(wù)靈活，享有國家優(yōu)惠政策相比國有銀行較少，而規(guī)模和網(wǎng)點(diǎn)覆蓋范圍相比城市性銀行較多，因此外部宏觀因素對其盈利性影響居中；而城市性銀行雖有地方政府的支持，但大都服務(wù)于地方經(jīng)濟(jì)，規(guī)模和網(wǎng)點(diǎn)覆蓋范圍較小，因此全國經(jīng)濟(jì)形勢對其盈利能力的影響程度也相對較小。

四、結(jié) 論

本文通過2005年至2012年我國16家上市商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)，先對16家上市商業(yè)銀行進(jìn)行整體回歸，然后根據(jù)商業(yè)銀行的3種不同的性質(zhì)分別建立其面板數(shù)據(jù)模型，得出結(jié)論：

(1)我國上市商業(yè)銀行性質(zhì)不同，影響盈利性的因素也不同。

(2)應(yīng)付職工薪酬Sal對國有銀行、部分股份制銀行和城市性銀行盈利性影響顯著，且都是正向的；勞動投入對盈利性的影響程度股份制銀行最大，國有銀行次之，城市性銀行最小。固定資產(chǎn)凈值對國有銀行、部分股份制銀行和城市性銀行盈利性影響顯著，且都是正向的；國有銀行資本投入對盈利性的影響程度低于部分股份制銀行和城市性銀行。成本收入比Inf對三種性質(zhì)銀行盈利性的影響顯著，且都是負(fù)向的；提高成本收入比導(dǎo)致盈利能力下降的程度城市性銀行最小，國有銀行最大，股份制銀行居中。非利息收入占比Rni對國有銀行和城市性銀行影響顯著，非利息收入占比提高導(dǎo)致盈利能力下降；非利息收入占比對股份制銀行盈利性影響作用并不明顯。不良貸款率Npl對國有銀行和部分股份制銀行(民生、招商、興業(yè))的盈利性影響顯著，且是負(fù)向的；而其余股份制銀行(中信、光大、華夏、浦發(fā))和城市性銀行對不良貸款有一定的自主性和調(diào)節(jié)能力。

(3)外部宏觀因素對三種性質(zhì)商業(yè)銀行盈利性的影響都顯著。對國有銀行的影響最大，對股份制銀行影響次之，對城市性銀行影響最小。

注釋：

①http://www.cbrc.gov.cn/chinese/home/docView/7E1679F277BC4161982E2BCF068E5DDA.html.

②http://finance.qq.com/a/20130503/001443.html.

③http://www.cbrc.gov.cn/chinese/home/docView/123C72BD103540C2B679F0A4BA19E903.html.

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