我国上市商业银行盈利性影响因素的实证研究

卢方元，单可栋

(郑州大学 商学院，河南 郑州 450001)

一、引 言

从2003年我国开始进行银行业改革以来，整个银行业呈现高速增长的态势。商业银行现在已经逐步建立起自主经营、自负盈亏、自负风险、自我约束的现代企业管理制度。在激烈的国际竞争格局下，商业银行要时刻面临外界负面风险对自身带来的冲击,只有具备良好的盈利能力才能抵御这些风险，才能在激烈的竞争环境中处于不败之地。据中国银监会2013年3月1日公布的统计数据显示，2012年我国上市商业银行的净利润再次超过万亿大关，达到12386亿元，同比增长15.94%，创历史新高①。另外，据腾讯财经网2013年5月3日报道，截至4月27日，两市2469家上市公司全部发布2013年四季报，累计实现营业收入6.05万亿元，实现净利润5819.78亿元②。据银监会统计数据，2013年一季度16家上市银行净利润3688亿元③，占2469家上市公司净利润总额的比重高达63.3%。从这些数据来看，中国银行业已经具有超强的盈利能力,商业银行盈利能力占全体上市公司总利润的很大部分。商业银行盈利能力的高低直接关系到我国股市的兴衰。因此，对我国商业银行盈利能力影响因素进行研究不仅对商业银行自身的发展而且对整个股市的发展均有重要的作用。

国内外学者对商业银行的盈利影响因素进行了大量研究。国外学者对银行盈利方面的研究起步较早,Berger(1993)和Cavallo(2001)等在规模经济、范围经济等经典经济效率范畴内研究商业银行经济效率问题[1-2]。Berger(1995)通过对 1983～1992 年美国一些银行的数据分析研究发现，美国银行资本与银行收益两者之间是明显的正相关关系，即银行资本的增加有利于银行收益的增加。相反地，银行资本的减少也会带来银行收益的减少[3]。Feng(2009)等通过前沿生产函数来研究银行的经济效率(如DEA、SFA)，主要包括生产效率、技术效率和成本效率等。国内学者对我国商业银行盈利能力也进行了许多研究[4]。王振山(2000)对银行规模经济的定义与含义做了非常深入的阐释[5]。徐传谌、齐树天(2002)等学者对银行规模经济与范围经济做了类似实证分析。此外，国内学者主要从经济效率方面对我国商业银行盈利能力进行研究[6]。张建华(2003)通过改进的DEA方法来测算商业银行经济效率并且进行了变量之间相关性分析，指出在内部因素中，激励机制、员工素质、人均资产对银行效率有促进作用，而风险资产与不良资产有着较大的负面影响[7]。席艳玲、吴英英(2012)采用2004～2009年我国 14 家商业银行的面板数据对商业银行董事会特征和银行绩效进行计量分析，研究结果表明董事会规模、独立董事比例、高管薪酬、前五大股东持股比例均与银行绩效显著正相关，银行资产规模同绩效显著负相关，资产负债率同绩效呈负相关但是不显著，银行的国有性质也会对银行绩效产生显著正向影响[8]。王曼舒、刘晓芳(2013)基于中国 14 家上市商业银行 2008～2010 年季度面板数据，定量分析了商业银行收入结构对盈利能力的影响[9]。陆 静、阿拉腾苏道、尹宇明(2013)采用面板广义矩估计(GMM)方法对 1997～2010 年中国 144 家商业银行进行了实证分析，研究发现商业银行的盈利能力除了与银行特征有关，还与金融市场结构和宏观经济变量相关[10]。

我国学者在利用面板数据模型对银行盈利性影响因素进行研究时，大多没有把上市商业银行的经营效率、业务结构、风险管理三个方面和三种不同的银行性质结合起来。由于国有、股份制、城市性三种不同性质的商业银行股权结构和运营机制差异较大，因此将它们纳入一个模型进行研究，所得到的结论不够准确。本文在以往研究的基础上，从“投入—产出”的角度出发，结合银行运营效率、业务结构、风险管理等方面指标，基于2005～2012年16家上市商业银行的相关面板数据，分别建立全部上市银行、国有上市银行、股份制上市银行、城市性上市银行面板数据模型，对银行盈利性影响因素进行深入分析。

二、我国上市银行盈利性Panel Data模型的构建

国际上关于商业银行的研究主要有两个角度：财务角度和“投入—产出”角度。前者主要是通过构建一定的财务指标来分析银行经济效率的变化，比较侧重于结果的分析；而后者主要侧重于研究企业如何以较小投入获得最大报酬或实现利润最大化。相比于财务的研究视角，“投入—产出”的研究视角不单单侧重于结果的分析，同时也关注于生产中各种投入的作用。本文从“投入—产出”的角度出发，通过银行运营效率、业务结构、风险管理等方面因素对银行盈利能力的影响进行研究。这里将银行的净利润Pro作为产出，劳动与资产作为投入，Sal来表示劳动投入，Fas来表示资产投入，因此商业银行的生产函数可以表示为Pro=f(Sal,Fas)。考虑到数据的可得性与会计货币化的要求，使用每年应付职工薪酬、固定资产净值作为劳动与资产投入的度量，这两个指标在一定程度上反映出银行规模。考虑到银行的运营效率、业务结构和风险管理对银行盈利能力的重要影响，本文将成本收入比Inf(营业费用与营业收入的比值)、非利息收入占比Rni(非利息收入与营业收入的比值)和不良资产比率Npl(不良贷款占总贷款余额的比重)加入模型中，因此 “投入—产出”模型可进一步改写为Pro=f(Sal,Fas,Inf,Rni,Npl)。其中，成本收入比Inf反映银行经营效率，非利息收入占比Rni反映银行业务结构，不良贷款比率Npl反映银行风险管理水平。为了能够准确分析投入量与产出量之间的关系并且使得估计出的参数具有明显的经济学含义，选用广义柯布—道格拉斯生产函数构造经济计量模型，并对各变量取对数以消除异方差的影响。其对数化后的模型形式如(1)所示:

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

(1)

其中，Proit为t年银行i的净利润，Salit为t年银行i的应付职工薪酬，Fasit为t年银行i的固定资产净值，Infit为t年银行i的成本收入比，Rniit为t年银行i的非利息收入占比，Nplit为t年银行i的不良贷款比率。模型(1)有三种形式：

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

(2)

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

(3)

变系数模型:lnProi=Ci+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi+C4ilnRnii+C5ilnNpli+εi

(4)

模型的具体形式是通过对模型进行F检验确定的：

其中S1，S2，S3分别为固定影响变系数模型、固定影响变截距模型和混合模型的残差平方和。对于给定的显著水平α，首先计算F2；如果F2Fα,继续检验F1。如果F1Fα,则确定模型形式为变系数模型。对于变截距模型和变系数模型，还分固定影响和随机影响，使用hausman检验加以确认。

考虑到银行数据的可得性与商业银行发展阶段的要求，本文选取的银行样本为16家上市商业银行。其中，5家国有银行为工商银行、农业银行、中国银行、建设银行、交通银行；8家股份制银行为中信银行、光大银行、华夏银行、民生银行、招商银行、兴业银行、浦发银行、平安银行；3家城市性银行为北京银行、南京银行、宁波银行。首先将这16家银行作为一个整体进行面板数据模型回归，之后再将国有银行、股份制银行、城市性银行三种不同性质银行分别回归，进行对比分析。数据来源主要是中国金融年鉴和各个银行年报，考虑到2003年我国银行业进行改革，选取数据时间跨度为2005～2012年的年度数据。

三、我国上市银行盈利影响因素分析

1.全部上市银行盈利影响因素分析

首先，把3种不同性质银行作为一个整体进行回归，其中，截面数N=16，时期数T=8，解释变量数K=5。运用eviews6.0进行估计，得到混合模型残差平方和S3=18.068，固定影响变截距模型的残差平方和S2=13.75884，固定影响变系数模型的残差平方和S1=0.903。由上述三种形式的残差平方和构造F统计量：F2=6.76>F0.05(90,32)=1.67，F1=6.07>F0.05(75,32)=1.69。根据F检验结果，模型选用变系数模型。由于数据中包含的截面成员是所研究的总体，因此应选取固定影响变系数模型。模型的具体形式为式(5)所示(各解释变量系数见表1)：

lnProi= 7.21+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi+

(1.92)

C4ilnRnii+C5ilnNpli

(5)

R2=0.997，F =110.822

模型的拟合优度R2=0.997，F统计量=110.822，方程拟合效果较好且整体显著性较强。表1中C0为各截面偏离平均水平C的程度，但是在0.05的显著性水平下，各截面的5个解释变量的t统计量大部分都不能通过检验，即应付职工薪酬Sal，固定资产净值Fas，成本收入比Inf，非利息收入占比Rni，不良资产率Npl等因素对上市银行盈利影响不显著。这与姚勇、董利(2005)，黄金秋(2006)等人运用面板数据对银行盈利性影响因素进行研究得出的结论并不一致，其中原因可能是以往研究模型形式的选择不够准确，而且样本数据的时间段也不相同[11-12]。此外，国有银行、股份制银行和城市性银行的股权机构和运营机制都不相同，把三种不同性质的银行作为一个整体来研究我国上市商业银行的盈利影响因素是不科学的。因此，本文把三种不同性质的银行分开，分别建立面板数据模型，对比分析各个解释变量对银行盈利性的影响。

2.国有上市银行盈利影响因素模型

对5家国有银行进行回归分析，其中，截面数N=5，时期数T=8，解释变量数K=5。运用eviews6.0进行估计，得到混合模型的残差平方和S3=2.536，固定影响变截距模型的残差平方和S2=1.768，固定影响变系数模型的残差平方和S1=0.435。由上述三种形式的残差平方和构造F统计量：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=104.189

结果显示，模型的拟合优度R2=0.939，F统计量=104.189，方程拟合效果较好且方程整体显著性较强。模型中各解释变量的系数和截距项C都能通过t检验，这说明各解释变量和截距项对国有银行的盈利性都有显著影响。

3.股份制上市银行盈利影响因素模型

观察全部上市商业银行模型的结果发现，平安银行的截距项偏离平均水平较多，并且各解释变量的系数也都比其他银行大。平安银行经过多次合并重组，股权结构多次发生变化，模型的回归结果很可能出现偏差，因此选用其他7家股份制银行(除去平安银行)建立面板数据模型。其中，截面数N=7，时期数T=8，解释变量数K=5。运用eviews6.0进行估计，得到混合模型的残差平方和S3=3.486，固定影响变截距模型的残差平方和S2=2.210，固定影响变系数模型的残差平方和S1=0.150。由上述三种形式的残差平方和构造F统计量：F2=8.62>F0.05(36,14)=2.28 ,F1=6.39>F0.05(30,14)=2.30。根据F检验结果，模型选用变系数模型形式。在随机影响变系数模型(成分方差的估计方法为Wallace-Hussain)的条件下，进行hausman检验得到W统计量=2.918，接受个体影响与解释变量不相关的假设，确定模型个体影响为随机影响。因此，最终选用模型为随机影响变系数模型(协方差估计方法为White cross-section)，如式(7)所示(各解释变量系数见表2)：

lnProi=7.89+C1ilnSali+C2ilnFasi+C3ilnInfi

(4.68)

+C4ilnRnii+C5ilnNpli

(7)

R2=0.995，F=120.022

表1 全体上市商业银行固定影响变系数模型估计结果

表2 股份制银行随机影响变系数模型估计结果

模型的拟合优度R2=0.995，F统计量=120.022，方程拟合效果较好且整体显著性较强。其中，中信、光大、招商、兴业银行应付职工薪酬的系数C1，华夏、民生银行固定资产净值的系数C2，7家股份制银行成本收入比的系数C3，中信、兴业、浦发银行非利息收入占比的系数C4，民生、招商、兴业银行不良贷款率的系数C5均能通过t检验。截距项的平均水平C=7.89,其t统计量=4.680，通过t检验，表2中C0表示的各截面偏离平均水平C的程度并不大。

4.城市性上市银行盈利影响因素模型

对3家城市性银行进行回归分析，其中，截面数N=3，时期数T=8，解释变量数K=5。运用eviews6.0进行估计，得到混合模型的残差平方和S3=1.445，固定影响变截距模型的残差平方和S2=0.879，固定影响变系数模型的残差平方和S1=0.171。由上述三种形式的残差平方和构造F统计量：F2=3.72< F0.05(12,6)=3.99。根据F检验结果，模型选用混合模型形式(系数标准差估计方法为White diagonal)，选用混合模型形式，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=42.028

模型的拟合优度R2=0.925,F统计量=42.028,方程拟合优度较好且整体显著性较强。模型中除了不良贷款比率之外，其他解释变量的系数和截距项C都能通过t检验。这说明除了不良贷款比率之外，其他解释变量和截距项对城市性银行的盈利能力都有显著影响。

5.模型结果对比分析

国有银行和城市性银行在股权结构和经营机制上都具有较强的一致性，而各股份制银行之间股权结构和运营机制差异较大。结合模型形式检验的结果，国有银行和城市性银行选取混合模型，股份制银行选取随机影响变系数模型是合理的。下面根据上述三种性质银行的模型结果，对比分析不同因素对我国上市商业银行盈利性的影响。

应付职工薪酬方面：国有银行、城市性银行应付职工薪酬Sal对银行盈利性的影响均显著。净利润对应付职工薪酬的弹性系数分别为0.29、0.15，即国有银行、城市性银行应付职工薪酬水平提高1%，净利润分别提高0.29%、0.15%。而股份制银行中，中信、光大、招商、兴业银行的应付职工薪酬对银行盈利性的影响显著，净利润对应付职工薪酬的弹性系数分别为0.6、0.87、0.50、0.73，即中信、光大、招商、兴业银行应付职工薪酬水平提高1%，净利润分别提高0.6%、0.87%、0.50%、0.73%；其余股份制银行应付职工薪酬对净利润的影响不显著。从上述实证结果可以看出，现阶段我国上市商业银行的劳动投入对盈利性的影响均是正向的，且劳动投入对银行盈利性影响股份制银行最高，国有银行次之，城市性银行最低。其原因可能是股份制银行近年来为了扩大市场份额，不仅大规模地增加员工人数，并且其平均职工工资也处于较高水平；而国有银行员工人数过多造成机构臃肿，经营效率下降，并且其平均职工工资低于股份制银行，因此股份制银行劳动投入对盈利性影响程度的平均水平大于国有银行。城市性银行的员工数量最少，并且平均职工工资水平也较低，因此劳动投入对盈利性的影响程度最小。

固定资产净值方面：国有银行和城市性银行固定资产净值Fas对银行盈利性的影响均显著。两者的净利润对固定资产净值的弹性系数分别为0.54、1.24，即国有银行、城市性银行固定资产净值提高1%，净利润分别提高0.54%、1.24%。股份制银行中，华夏、民生银行固定资产净值对银行盈利性的影响显著，净利润对固定资产净值的弹性系数分别为1.37、1.24，即华夏、民生银行固定资产净值提高1%，净利润分别提高1.37%、1.24%；其余股份制银行固定资产净值对净利润的影响不显著。从实证结果看，部分股份制银行(华夏、民生)和城市性银行资本投入对盈利性的影响程度高于国有银行。柯孔林、冯宗宪(2008) 研究发现，我国国有商业银行庞大的冗余职工队伍和繁多的机构导致投入力度过大、成本过高，结果造成银行效率的低下[13]。因此，国有银行资本投入对盈利性的影响程度低于部分股份制银行和城市性银行。

成本收入比方面：国有银行和城市性银行成本收入Inf对银行盈利性的影响均显著。国有银行和城市性银行净利润对成本收入的弹性系数分别为-3.11、-0.92，即国有银行和城市性银行成本收入提高1%，其资产收益率分别下降3.11%、0.92%。7家股份制银行成本收入比对银行盈利性的影响也都显著，净利润对成本收入比的弹性系数分别为-1.84、-1.67、-2.37、-2.31、-1.64、-1.59、-2.08，即中信、光大、华夏、民生、招商、兴业、浦发银行成本收入比提高1%，净利润分别下降1.84%、1.67%、2.37%、2.31%、1.64%、1.59%、2.08%。成本收入比是营业费用与营业收入的比值，银行营业费用越高，成本收入比越高，经营效率越低。成本收入比对三种性质银行盈利性的影响均是负向的，且城市性银行净利润对成本收入比的弹性系数大于股份制银行的平均水平，国有银行净利润对成本收入比的弹性系数小于股份制银行的平均水平。这说明经营效率方面城市性银行最高，国有银行最低，而股份制银行中，华夏、民生、浦发分居前三位。城市性银行的规模较小且管理费用少，国有银行规模较大且管理费用多，所以城市性银行的经营效率较高，国有银行经营效率较低，股份制银行的经营效率居中。

非利息收入占比方面：国有银行和城市性银行非利息收入占比Rni对银行盈利性的影响是负向的，净利润对非利息收入占比的弹性系数分别为-0.40、-0.30，即国有银行和城市性银行非利息收入占比提高1%，净利润分别下降0.40%、0.30%。股份制银行中，中信、兴业、浦发非利息收入对银行盈利性的影响是正向的，净利润对非利息收入占比的弹性系数分别为0.25、0.12、1.45，即中信、兴业、浦发银行非利息收入占比提高1%，净利润分别上升0.25%、0.12%、1.45%；其余股份制银行非利息收入占比对净利润影响不显著。从弹性系数看，股份制银行中除浦发银行净利润对非利息收入占比的弹性系数为1.45之外，其他银行非利息业务对盈利性的促进作用(中信、兴业银行净利润对非利息收入占比的弹性系数分别为0.25、0.12，其余股份制银行非利息收入占比对净利润影响不显著)并不明显。关于非利息业务收入和商业银行盈利能力的关系问题，国内外很多学者研究结论并不一致，主要分两种观点：一方面认为，非利息收入业务有助于提高商业银行的收益；另一方面认为，非利息收入对商业银行的收益没有显著影响，甚至认为非利息收入的增加会导致银行收益的下降。以往研究之所以出现相反的结论可能是由于每个银行非利息业务的发展背景、条件等都不尽相同，且选取的样本银行、时间段都不一样。王菁、周好文(2008)，魏世杰(2010)，姚文韵(2012)等人研究认为，非利息收入对银行盈利影响不显著，甚至呈负相关关系，这种关系主要是受波动性因素、成本因素和内部结构因素的影响[14-16]。其中原因一方面是非利息收入具有较高的财务杠杆作用，加大了总收入平稳发展的难度，增加了银行盈利的风险；另一方面，非利息业务带来收入的很大部分被营业费用所吞噬，以至于非利息收入的增长不能带来更高的盈利，只有当非利息收入的规模达到一定程度之后，才能实现收益拐点；最后，我国商业银行非利息收入业务还处于初级发展阶段，非利息收入的业务构架尚未完善，体系安排还比较盲目，缺乏一定的合理性。

不良资产率方面：国有银行和股份制银行中民生、招商、兴业银行的不良贷款率Npl对银行盈利性的影响显著，净利润对不良贷款率的弹性系数分别为-0.48、-0.89、-0.74、-0.28，即国有银行和民生、招商、兴业银行不良贷款率提高1%，净利润分别下降0.48%、0.89%、0.74%、0.28%。其余股份制银行(中信、光大、华夏、浦发)和城市性银行不良贷款率对盈利性的影响不显著。随着贷款的不断增加，商业银行的信用风险将会加剧，从而降低银行的盈利性。国有银行和部分股份制银行(民生、招商、兴业)不良贷款已经对盈利性产生负向影响，而其余股份制银行(中信、光大、华夏、浦发)和城市性银行出于谨慎性考虑，对不良贷款有一定的自主性和调节能力，因此不良贷款率对盈利性的影响还不显著。

截距项C：除了劳动投入、资本投入、经营效率、业务结构和风险管理等方面因素对银行盈利能力的影响之外，本文把截距项C归结为银行外部宏观因素，其中包括：国家宏观经济政策和国内经济环境。国有银行、股份制银行和城市性银行的截距项分别为14.02、7.89、3.76，且t统计量都能通过检验，其中股份制银行各截面偏离截距项C平均水平的程度也并不大。从实证结果看，国家宏观经济政策和国内经济环境对国有银行、股份制银行和城市性银行的影响都显著，且对国有银行影响最大，对城市性银行影响最小。国有银行的股权归国家所有，拥有社会资本优势和政府支持，因此国家宏观经济政策和经济环境对其盈利性影响也最大；股份制银行股权结构多样、业务灵活，享有国家优惠政策相比国有银行较少，而规模和网点覆盖范围相比城市性银行较多，因此外部宏观因素对其盈利性影响居中；而城市性银行虽有地方政府的支持，但大都服务于地方经济，规模和网点覆盖范围较小，因此全国经济形势对其盈利能力的影响程度也相对较小。

四、结 论

本文通过2005年至2012年我国16家上市商业银行的面板数据，先对16家上市商业银行进行整体回归，然后根据商业银行的3种不同的性质分别建立其面板数据模型，得出结论：

(1)我国上市商业银行性质不同，影响盈利性的因素也不同。

(2)应付职工薪酬Sal对国有银行、部分股份制银行和城市性银行盈利性影响显著，且都是正向的；劳动投入对盈利性的影响程度股份制银行最大，国有银行次之，城市性银行最小。固定资产净值对国有银行、部分股份制银行和城市性银行盈利性影响显著，且都是正向的；国有银行资本投入对盈利性的影响程度低于部分股份制银行和城市性银行。成本收入比Inf对三种性质银行盈利性的影响显著，且都是负向的；提高成本收入比导致盈利能力下降的程度城市性银行最小，国有银行最大，股份制银行居中。非利息收入占比Rni对国有银行和城市性银行影响显著，非利息收入占比提高导致盈利能力下降；非利息收入占比对股份制银行盈利性影响作用并不明显。不良贷款率Npl对国有银行和部分股份制银行(民生、招商、兴业)的盈利性影响显著，且是负向的；而其余股份制银行(中信、光大、华夏、浦发)和城市性银行对不良贷款有一定的自主性和调节能力。

(3)外部宏观因素对三种性质商业银行盈利性的影响都显著。对国有银行的影响最大，对股份制银行影响次之，对城市性银行影响最小。

注释：

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.

作者文献：

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