魏 琪，傅 強

(重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院，重慶400044)

一、引言

鑒于銀行業(yè)高風險的特殊性、危機的全局性和功能的重要性，各國都對其實行特許經(jīng)營制度，取得許可的經(jīng)營者具有開展銀行類業(yè)務的權(quán)利，不僅能夠獲得競爭限制、利率管制、政府隱性擔保等金融管制政策為其創(chuàng)造的經(jīng)營條件，而且能夠憑借銀行業(yè)的產(chǎn)業(yè)屬性和功能特點，在規(guī)模經(jīng)濟、信息資源、市場聲譽等方面形成經(jīng)營優(yōu)勢(Demsetz，et.al.，1996)。［1］這些條件和優(yōu)勢能夠為經(jīng)營者創(chuàng)造經(jīng)濟租金，因此，特許權(quán)具有極高價值(Marcus，1984)。［2］銀行特許權(quán)價值等于銀行在未來持續(xù)經(jīng)營中獲得的超額收益的凈現(xiàn)值，是銀行破產(chǎn)的機會成本。銀行為了避免破產(chǎn)而喪失特許權(quán)，將進行積極的風險管理，采取謹慎的經(jīng)營策略，即特許權(quán)價值具有激勵銀行控制風險的自律效應 (Marcus，1984;［2］Keeley，1990;［3］Fisher and Gueyie，2001;［4］韓立巖和李燕平，2006;［5］曲洪建和孫明貴，2010;［6］Jones，et.al.，2011［7］)。

隨著市場化改革的深入，我國嚴格管制的金融環(huán)境將逐漸改變，銀行過去優(yōu)越的特許經(jīng)營條件將逐步淡化:首先，民營銀行的發(fā)起設立將使銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)進一步多元化，市場競爭更加激烈;其次，利率管制的放開將使存貸利差逐步收窄，銀行的保障性收入日趨萎縮;再次，存款保險制度的建立將使風險擔保機制顯性化，銀行的風險行為將直接與經(jīng)營成本和破產(chǎn)概率掛鉤。在此背景下，深入討論銀行特許權(quán)價值的決定因素，積極探尋提高特許權(quán)價值的方式顯得尤為迫切，并且對金融改革的深入推進和銀行業(yè)的穩(wěn)健運行都具有重要意義。

特許權(quán)形成的經(jīng)營條件和優(yōu)勢不能直接賦予銀行經(jīng)濟租金，它必須依附于銀行的資源配置行為，通過銀行的經(jīng)營管理活動才能產(chǎn)生價值。在相同的經(jīng)營環(huán)境中，銀行的經(jīng)營效率越高，越能夠利用特許經(jīng)營條件、發(fā)揮特許經(jīng)營優(yōu)勢以獲得更多的超額收益，銀行特許權(quán)價值可能越大?，F(xiàn)有文獻大多基于一般隨機前沿方法估算我國銀行效率，將客觀因素導致的個體異質(zhì)性混同于生產(chǎn)無效率，這可能會導致對效率估計的偏誤，影響測算結(jié)果的準確性。鑒于此，本文采用個體效應隨機前沿模型更準確地測算我國商業(yè)銀行的技術效率變化、技術進步、規(guī)模效率變化和廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并在此基礎上分析它們與銀行特許權(quán)價值的關系，探討經(jīng)營效率影響銀行特許權(quán)價值的機理與作用路徑。

二、文獻回顧

現(xiàn)有文獻從金融自由化、金融開放、銀行特征和經(jīng)濟環(huán)境4個方面研究了銀行特許權(quán)價值的決定因素:(1)鑒于金融管制是銀行特許權(quán)價值的基本來源，部分文獻從金融自由化層面討論了銀行特許權(quán)價值的影響因素。Keeley(1990)［3］在研究銀行特許權(quán)價值的風險自律效應時指出，20世紀50～70年代，美國銀行業(yè)管制的放松加劇了行業(yè)競爭，稀釋了銀行特許權(quán)價值。Demsetz等(1996)［1］認為，在金融自由化浪潮中，隨著非銀行金融機構(gòu)的業(yè)務滲入和金融創(chuàng)新的發(fā)展，銀行業(yè)的外部競爭環(huán)境更加惡劣，銀行的特許權(quán)價值隨之下降。Hellmann等(2000)［8］建立存款競爭動態(tài)模型的研究也表明，取消存款利率管制后，存款價格由市場決定，銀行將通過提高存款價格來擴大存款規(guī)模，這增加了銀行的資金成本，侵蝕了銀行利潤，降低了特許權(quán)價值。(2)隨著金融全球化的加速推進，部分文獻研究了金融開放對銀行特許權(quán)價值的沖擊。Demirguc－Kunt和Detragiache(1998)［9］采用1988～1995年80個國家銀行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究表明，外資銀行的大量進入稀釋了國內(nèi)銀行的壟斷利潤，降低了特許權(quán)價值，增加了銀行體系的不穩(wěn)定性。苑素靜(2005)［10］對韓國銀行業(yè)的研究表明，20世紀90年代韓國金融市場對外開放加劇了銀行業(yè)的市場競爭，降低了銀行特許權(quán)價值，導致了亞洲金融危機期間韓國銀行業(yè)風險的迅速暴露。韓立巖和李偉(2008)［11］對我國銀行業(yè)的研究顯示，以資產(chǎn)份額和數(shù)量份額表示的外資銀行進入程度與國內(nèi)銀行的特許權(quán)價值均顯著正相關，且外資銀行數(shù)量的增加對銀行特許權(quán)價值的影響更為顯著。(3)隨著對銀行特許權(quán)價值認識的深入，近年來，部分文獻從銀行經(jīng)營管理特征層面探討了特許權(quán)價值的影響因素。Cebenoyan等(1999)［12］考察了 1986 ～1995 年美國銀行業(yè)經(jīng)理人持股和股權(quán)結(jié)構(gòu)對特許權(quán)價值的影響，發(fā)現(xiàn)嚴重的代理沖突使管理層更傾向于從事非盈利性項目，降低了銀行的特許權(quán)價值。Furlong 和 Kwan(2006)［13］的研究顯示，核心存款規(guī)模、業(yè)務多元化程度與銀行特許權(quán)價值具有正向關系。馬曉軍和歐陽姝(2007)［14］對比分析中、美兩國銀行特許權(quán)價值的影響因素時發(fā)現(xiàn)，壞賬率、壞賬準備金率、資本充足率和貸款資產(chǎn)率對兩國銀行特許權(quán)價值都具有重要影響，但作用方式存在差異。(4)部分文獻研究了宏觀經(jīng)濟環(huán)境與銀行特許權(quán)價值的關系。Saunders和Wilson(2001)［15］通過對1893 ～1992 年美國銀行業(yè)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，銀行特許權(quán)價值隨經(jīng)濟周期波動變化，在經(jīng)濟上升期，銀行收益增加且更容易獲得資本支持，特許權(quán)價值增加，而在經(jīng)濟下行期則相反。Furlong和 Kwan(2005)［16］進一步指出，內(nèi)外部因素對銀行特許權(quán)價值的影響程度和作用方式因銀行業(yè)發(fā)展狀況而異。伏霖等(2011)［17］全面分析了影響銀行特許權(quán)價值的各種因素，研究表明，銀行業(yè)發(fā)達程度和通貨膨脹狀況與銀行特許權(quán)價值正相關，而外資參與度和經(jīng)濟發(fā)展水平與銀行特許權(quán)價值具有負向關系。

銀行業(yè)是管理密集型行業(yè)，商業(yè)銀行有效利用內(nèi)外部條件、合理配置資源、優(yōu)化資產(chǎn)組合、提高經(jīng)營效率能夠顯著增強價值創(chuàng)造能力。特許權(quán)價值實質(zhì)上是銀行因具有經(jīng)營資金借貸等特殊業(yè)務的權(quán)利而獲得的經(jīng)濟租金，它不僅取決于特許權(quán)賦予銀行的經(jīng)營條件和優(yōu)勢大小，還取決于銀行利用這些條件和優(yōu)勢創(chuàng)造價值的能力強弱。國內(nèi)外學者雖然對影響銀行特許權(quán)價值的內(nèi)外部因素進行了深入、細致的研究，但未探討生產(chǎn)要素以外的因素即經(jīng)營效率與銀行特許權(quán)價值的關系，這不利于對銀行特許權(quán)價值形成更全面的認識。

三、研究設計

基于個體效應隨機前沿模型計算并分解銀行的Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)，然后用它們與銀行特許權(quán)價值變量建立回歸模型，分析經(jīng)營效率與銀行特許權(quán)價值的關系。

(一)全要素生產(chǎn)率的測算

采用廣義 Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)(TFP)及其分解項作為衡量銀行經(jīng)營效率的指標。TFP通過測算參考技術下投入產(chǎn)出向量從時期s到時期t的徑向距離，來度量除有形生產(chǎn)要素以外的其他因素(如:技術革新、優(yōu)化要素組合、規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟等)導致的生產(chǎn)率增減變動情況，是生產(chǎn)單位資源配置效果與持續(xù)發(fā)展能力的綜合反映，在效率評價中廣泛采用?，F(xiàn)有文獻主要基于數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)方法計算TFP，但這種非參數(shù)方法將統(tǒng)計噪音視作生產(chǎn)無效率，降低了效率估計的準確性;另外，DEA方法在估計生產(chǎn)效率時事先假定了一個凹的產(chǎn)出前沿或一個凸的生產(chǎn)可能性集，而當生產(chǎn)單位的生產(chǎn)函數(shù)為擬凹或擬凸時，無法有效地測量其效率水平(Cheng，1999)。［18］鑒于本文涉及到 16 家銀行12年的數(shù)據(jù)，不考慮隨機誤差影響的計算結(jié)果可能有失偏頗，故采用隨機前沿分析(SFA)方法以便更有效地測算銀行的TFP。

傳統(tǒng)的隨機前沿模型將不可觀測的生產(chǎn)單位個體異質(zhì)性混同于生產(chǎn)無效率，這可能會導致對效率估計的偏誤。Greene(2005)［19］提出了將個體效應與無效率項分離的隨機前沿模型，設置個體效應以控制不屬于生產(chǎn)無效率的個體異質(zhì)性，在一定程度上可以提高估計結(jié)果的準確性與一致性。個體效應隨機前沿模型的面板數(shù)據(jù)形式為:

uit=Uit，Uit～N(0)且獨立于 vit

其中，i為第i個生產(chǎn)單位，t為第t期;x和Y分別為生產(chǎn)單位的投入向量與產(chǎn)出變量;β為待估參數(shù);f(xit;β)為具有完全效率的前沿生產(chǎn)函數(shù);αi為反映異質(zhì)性的個體效應;vit與uit分別為代表統(tǒng)計噪音的隨機誤差和反映生產(chǎn)無效率的單邊誤差。

對于我國銀行業(yè)而言，國有大型銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行在政策引導和經(jīng)營策略等方面存在差異，歷史沿革形成的業(yè)務邊界、客戶群體及核心知識存在差異(王廷科和馮嗣全，2009)，［20］業(yè)務核心地區(qū)的市場化程度和法制環(huán)境也存在差異(Hasan，et，al.，2009;［21］Zhang，et，al.，2012［22］)，這些不可觀測的個體異質(zhì)性因素均會對銀行的投入產(chǎn)出產(chǎn)生重要影響。鑒于此，本文建立個體效應隨機前沿模型估計我國商業(yè)銀行的技術效率變化(TEC)、技術進步(TC)和規(guī)模效率變化(SC)，并據(jù)此測算TFP。

在銀行效率測算中，超越對數(shù)函數(shù)、廣義超越對數(shù)函數(shù)和傅里葉彈性函數(shù)是最常用的前沿生產(chǎn)函數(shù)形式。相對于后兩者，Orea(2002)［23］提出的超越對數(shù)函數(shù)能夠反映前沿技術進步、投入要素間的替代效應以及技術進步與投入要素間的交互效應，這些柔性特征使其對于潛在的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)限制較少(徐傳諶和齊樹天，2007)。［24］同時，函數(shù)中包含的投入要素的交叉項使其較為符合銀行業(yè)規(guī)模報酬可變的行業(yè)特質(zhì)，使得對生產(chǎn)效率的分解不受生產(chǎn)單位是否具有規(guī)模報酬可變的限制。

基于超對數(shù)距離函數(shù)的個體效應隨機前沿模型為:

u ～N+(0)，且與 vit獨立

式中，(X/A)nit為第n個投入變量;①為消除資產(chǎn)規(guī)模對投入產(chǎn)出的影響，本文借鑒王聰和譚政勛(2007)［25］的方法，對投入產(chǎn)出變量均進行除以平均資產(chǎn)總額的標準化處理。(Y/A)it為第i家銀行第t年的產(chǎn)出;t為技術變化的時間趨勢，其他標識的定義同式(1)。

則銀行的技術效率(TE)可以表示為:

根據(jù) Coelli等(2005)［26］提出的技術效率變化、技術進步、規(guī)模效率變化以及廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)的計算方法，在兩個臨近時期(s與t)的TEC、TC、SC和TFP分別為:

由此可得:

(二)變量的選取

1.計算經(jīng)營效率的投入與產(chǎn)出變量選擇

現(xiàn)有文獻選擇銀行投入、產(chǎn)出指標的方法主要有資產(chǎn)法、中介法和生產(chǎn)法。結(jié)合研究目的與數(shù)據(jù)可獲得性，基于中介法思想，本文定義投入變量為平均存款總額、平均資本總額和營業(yè)費用，分別代表資本投入、運營投入與資金投入;產(chǎn)出變量為稅前利潤。

2.特許權(quán)價值的度量

特許權(quán)價值是銀行在業(yè)務活動中利用特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢創(chuàng)造的價值，代表了銀行的成長機會。以市場價值與重置成本之比表示的托賓Q包含了銀行獲得的經(jīng)濟租金，反映了特許權(quán)價值的來源，并使得不同規(guī)模銀行的特許權(quán)價值具有可比性。因此，托賓Q是計算銀行特許權(quán)價值的理想指標，也是實證文獻中常用的度量方式(Keeley，1990;［3］Demsetz，et.al.，1996;［1］韓立巖和李偉，2008［11］)。本文沿用一般方法，以托賓Q表示銀行特許權(quán)價值，其計算公式為:

其中，i為第i家銀行，t為第t年;Qi(t)為托賓Q值，表示銀行特許權(quán)價值;(t)為銀行所有者權(quán)益的市場價值，等于銀行年末股票數(shù)量與股票價格的乘積(t)和(t)分別表示銀行資產(chǎn)和負債的賬面價值。

3.控制變量的選擇

銀行特許權(quán)價值不僅受行業(yè)市場結(jié)構(gòu)、銀行投入產(chǎn)出效率的影響，而且還與宏觀經(jīng)濟環(huán)境、銀行個體特征等諸多因素相關。借鑒國內(nèi)外銀行特許權(quán)價值的相關研究，同時剔除股票市場波動對托賓Q的影響，選取證券化率、存貸利差、金融深度，銀行業(yè)的市場集中度，銀行的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)質(zhì)量、盈利能力、資本充足性以及業(yè)務多元化程度作為控制變量。各變量的定義與計算方式見表1。

表1 變量定義與說明

① 選取貸款的赫芬達爾指數(shù)作為市場集中度的度量指標，該指標越大，銀行業(yè)的市場集中度越高。其計算方式為:HHI=，其中Sit為第t年市場份額最大的15家銀行貸款額占金融機構(gòu)貸款總額的比重。

(三)數(shù)據(jù)來源與樣本描述

加入WTO以來，外資銀行加快進入中國金融市場，我國銀行業(yè)也逐步融入世界金融體系。為迎接金融全球化的挑戰(zhàn)，更好地發(fā)揮金融對實體經(jīng)濟的支持作用，我國一方面穩(wěn)步推進銀行業(yè)市場化改革，充分發(fā)揮市場在金融資源配置中的基礎性作用，行業(yè)競爭日趨激烈;另一方面，深入開展利率市場化改革，逐步放開對利率的管制，銀行的存貸利差收益逐步縮小，這侵蝕了銀行的特許權(quán)價值。另外，2003年，修改后的《商業(yè)銀行法》頒布實施，標志著我國銀行業(yè)步入規(guī)范化的發(fā)展軌道，銀行業(yè)監(jiān)督管理的法制水平進一步提高，商業(yè)銀行的自主經(jīng)營能力逐步增強。鑒于此，以2003年作為分析的起點，選取2003～2013年我國16家上市商業(yè)銀行為研究對象，這些銀行的總資產(chǎn)占全部銀行資產(chǎn)總額的65%左右，公司治理結(jié)構(gòu)和信息披露制度較為完善，具有一定的代表性。數(shù)據(jù)來源于各商業(yè)銀行年報和統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)描述見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

銀行特許權(quán)價值除2005～2007年隨股市繁榮而快速上升外，其他年度均較為穩(wěn)定，表明雖然市場化進程稀釋了源于金融管制因素的銀行特許權(quán)價值，但市場化改革也擴大了銀行的自主經(jīng)營空間，增強了銀行的資源配置和經(jīng)營管理能力，改善了投入產(chǎn)出效率，提高了源于銀行經(jīng)營因素的特許權(quán)價值，兩者的共同作用使銀行特許權(quán)價值表現(xiàn)較為平穩(wěn)。自2003年中國銀監(jiān)會成立和《銀行業(yè)監(jiān)督管理法》頒布實施以來，政府監(jiān)管對銀行的約束能力明顯增強，銀行的資本充足率、撥備覆蓋率等指標逐年提高。同時，隨著我國銀行業(yè)逐步融入世界金融體系和國內(nèi)金融消費的快速增長，商業(yè)銀行不斷學習國外先進的運營理念，積極拓展中間業(yè)務，其他業(yè)務收入占營業(yè)收入的比重逐年提高，盈利能力顯著提升。另外，伴隨著外資銀行的進入和銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的改善，行業(yè)市場集中度逐年下降。

(四)實證模型

鑒于技術效率變化、技術進步和規(guī)模效率變化是廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)的分解形式，為了避免共線性，本文分別以它們?yōu)榻忉屪兞?，建立如下面板?shù)據(jù)模型分析銀行經(jīng)營效率與特許權(quán)價值之間的關系。

式中，i為第i家銀行，t為第t年，ε為隨機誤差項，T表示銀行的全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術效率(TEC)、技術進步(TC)或規(guī)模效率(SC)。

四、實證結(jié)果及分析

(一)廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)的計算及分解

采用Stata12.0估計式(2)并計算技術效率，結(jié)果顯示，式(2)的極大似然估計值為212.05，大部分回歸系數(shù)顯著，變差率①變差率γ=/(+)，表示單邊誤差占復合誤差的比重。為0.53，統(tǒng)計顯著，單邊誤差 LR檢驗的統(tǒng)計量為42.78，大于1%顯著性水平下的臨界值，表明無效率項uit存在，模型效果較好。在控制了不屬于非效率因素的個體異質(zhì)性后，2003～2013年我國商業(yè)銀行的平均技術效率達0.95，且呈逐年改進趨勢，這與曾維翰和戴淑庚(2013)［27］以及柯孔林和馮宗憲(2013)［28］等的結(jié)論較為一致，但效率值高于他們的測算結(jié)果，表明隨著近年來我國銀行業(yè)金融體制改革紅利的逐步釋放，商業(yè)銀行的經(jīng)營管理能力明顯提升。

由式(4)至式(7)計算2003～2013年樣本銀行的TEC、TC、SC和TFP，結(jié)果見表3。

表3 樣本期我國商業(yè)銀行效率(EFF)、TFP及其分解

表3顯示，樣本期我國商業(yè)銀行的全要素生產(chǎn)率年均增長了4.14%，其中，技術效率、規(guī)模效率年均提高0.91%和0.35%，技術進步年均達2.83%，可見，我國商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率增長的原因首先是技術進步，其次是技術效率的改善和規(guī)模效率的提升。表明我國銀行業(yè)全面開放以來，商業(yè)銀行不斷改善經(jīng)營方式，創(chuàng)新或借鑒采用國外先進的技術手段，顯著提升了經(jīng)營管理水平。同時也表明，隨著銀行業(yè)市場化改革的深入，商業(yè)銀行的自主經(jīng)營能力明顯增強，能夠逐步利用特許權(quán)賦予的經(jīng)營條件和優(yōu)勢，按市場原則配置資源，顯著增強了利潤創(chuàng)造能力。另外，整體而言，我國商業(yè)銀行未能運營于最佳規(guī)模之上，還有待進一步發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢，擴大營業(yè)網(wǎng)點覆蓋和非存貸業(yè)務規(guī)模，提高規(guī)模效率。

(二)經(jīng)營效率對銀行特許權(quán)價值的影響分析

為了消除面板數(shù)據(jù)模型潛在的異方差和序列相關問題，本文采用GLS估計式(9)，同時采用OLS進行估計，①面板數(shù)據(jù)模型設定的Hausman檢驗顯示，式(9)宜采用隨機效應模型形式。Lagrange multiplier檢驗發(fā)現(xiàn)，模型存在序列相關，因此本文采用考慮序列相關的OLS方法估計式(9)。以便于比較并增強結(jié)論的穩(wěn)健性。式(9)的估計結(jié)果見表4和表5。

表4 全要素生產(chǎn)率指數(shù)(TFP)、技術進步(TC)對銀行特許權(quán)價值的影響分析

表5 技術效率變化(TEC)、規(guī)模效率變化(SC)對銀行特許權(quán)價值的影響分析

從表4和表5來看，各模型的R2均較高，F(xiàn)檢驗顯著，且絕大部分變量的解釋能力較強，模型整體效果較好;另外，模型中各變量的方差膨脹因子均小于10，表明不存在嚴重的共線性問題。對經(jīng)營效率及其他變量與銀行特許權(quán)價值關系的分析如下:

1.廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)

TFP與銀行特許權(quán)價值顯著正相關，表明經(jīng)營效率的改善有助于銀行特許權(quán)價值的提升。TFP衡量了非要素投入因素導致的銀行生產(chǎn)率的動態(tài)變化，反映了銀行的資源配置和持續(xù)發(fā)展能力，TFP越大，銀行的經(jīng)營管理效率越高，將特許權(quán)轉(zhuǎn)化為經(jīng)營效益的能力越強，越能夠利用特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢創(chuàng)造更多的價值，未來的收益狀況更好，特許權(quán)價值越高，這與特許權(quán)價值的經(jīng)濟涵義相吻合。

2.技術進步

TC對銀行特許權(quán)價值的影響不顯著。雖然近年來我國商業(yè)銀行的技術進步較為明顯，并且極大地推動了銀行生產(chǎn)率的提升，但卻沒有帶來銀行特許權(quán)價值的顯著增加。這可能是因為銀行業(yè)并非技術密集型行業(yè)，新技術的應用、經(jīng)營設備的改造、管理技能的提高雖然能夠改善投入產(chǎn)出效率，但其本身為銀行創(chuàng)造的價值相對較小。同時也說明對于提升銀行利用特許權(quán)創(chuàng)造價值的能力，技術進步的作用較為有限。

3.技術效率和規(guī)模效率變化

TEC和SC與銀行特許權(quán)價值均具有顯著的正向關系。表明銀行優(yōu)化資源組合、擴大經(jīng)營規(guī)模不僅能夠最大限度地發(fā)揮杠桿經(jīng)營優(yōu)勢，更多地獲取特許權(quán)賦予的壟斷租金和利差收益，提高源于外部環(huán)境因素的特許權(quán)價值，而且通過經(jīng)營方式的轉(zhuǎn)變和管理經(jīng)驗的累積，能夠快速適應多變的市場環(huán)境，提升特許經(jīng)營優(yōu)勢向盈利能力的轉(zhuǎn)化效率，提高源自銀行自身經(jīng)營因素的特許權(quán)價值。另外，這也表明銀行利用特許權(quán)創(chuàng)造價值的能力主要表現(xiàn)為資源配置能力和規(guī)?；?jīng)營能力。

4.銀行個體特征變量

資產(chǎn)規(guī)模越大的銀行特許權(quán)價值越高。這與Furlong和Kwan(2006)［13］以及馬曉軍和歐陽姝(2007)［14］的觀點較為一致。對我國銀行業(yè)而言，規(guī)模大的銀行不僅經(jīng)營時間較長，客戶群體較為穩(wěn)定，而且在應對經(jīng)濟環(huán)境變化、獲得稀缺資源以及影響政策的制定與實施等方面具有優(yōu)勢(徐忠等，2009)，［29］同時還能夠通過更多的營業(yè)網(wǎng)點占據(jù)更大的市場空間，憑借特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢獲取更多的經(jīng)濟租金。

資產(chǎn)質(zhì)量、資本充足性變量與銀行特許權(quán)價值具有顯著的正向關系。這是因為資產(chǎn)損失準備提取得越充分、風險覆蓋能力越強的銀行不僅向投資者和客戶傳遞了經(jīng)營穩(wěn)定的信號，通過良好的市場聲譽獲取更大競爭優(yōu)勢，而且遭受監(jiān)管處罰的可能性更小，更有機會充分利用特許權(quán)獲得市場資源，提升特許權(quán)創(chuàng)造價值的能力。

資產(chǎn)收益率、其他業(yè)務收入占營業(yè)收入的比重與銀行特許權(quán)價值的關系并不十分顯著。這可能是因為凈資產(chǎn)收益率雖然反映了銀行當前的盈利能力，但不能充分代表其未來的收益狀況，這較為符合特許權(quán)價值的經(jīng)濟本質(zhì)。同時，我國商業(yè)銀行的中間業(yè)務或其他非存貸業(yè)務尚處于摸索、開發(fā)階段，市場前景尚不明確，特別是當前以互聯(lián)網(wǎng)金融為代表的新型金融業(yè)態(tài)的興起和快速發(fā)展，非傳統(tǒng)業(yè)務的競爭日趨激烈，商業(yè)銀行是否能夠利用特許權(quán)形成的商譽、網(wǎng)絡、信息資源經(jīng)營優(yōu)勢，在這些業(yè)務領域中獲取超額收益還有待進一步考察。

5.經(jīng)營環(huán)境變量

市場結(jié)構(gòu)、存貸利差變量與銀行特許權(quán)價值顯著正相關。表明行業(yè)集中度越高、存貸利差越大，銀行的特許權(quán)價值越高，這與特許權(quán)價值的定義和理論預期較為一致:行業(yè)進入壁壘形成的壟斷租金和利率管制賦予的利差收益是銀行特許權(quán)價值的直接來源，特別是在我國銀行業(yè)壟斷程度和商業(yè)銀行對存貸業(yè)務的依賴程度較高的條件下，行業(yè)競爭度和利差水平直接決定了銀行特許權(quán)價值的大小。另外，金融深度與銀行特許權(quán)價值具有顯著的正向關系。表明貸款占社會融資總額的比重越大，經(jīng)濟體對信貸資源的依賴程度越高，來自其他資本市場的競爭越小，銀行的壟斷地位越高，并且銀行也越能夠利用特許權(quán)形成信息資源、規(guī)模經(jīng)濟等經(jīng)營優(yōu)勢獲取更多的超額收益，分享經(jīng)濟高速增長的成果。

五、結(jié)論與啟示

采用個體效應隨機前沿模型和2003～2013年我國16家商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)，計算了銀行的技術效率變化、技術進步和規(guī)模效率變化，測算了廣義Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)，并采用廣義最小二乘法分析了它們與銀行特許權(quán)價值的關系。研究發(fā)現(xiàn):(1)樣本期我國商業(yè)銀行的平均技術效率達0.95，呈逐年改善趨勢;銀行全要素生產(chǎn)率年均增長4.14%，其原因首先是技術進步，其次是技術效率的改善和規(guī)模效率的提升。(2)全要素生產(chǎn)率與銀行特許權(quán)價值顯著正相關，表明銀行經(jīng)營效率越高，將特許經(jīng)營條件和優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)營效益的能力越強，銀行的特許權(quán)價值更高。(3)技術效率和規(guī)模效率變化與銀行特許權(quán)價值均具有顯著的正向關系，技術進步對銀行特許權(quán)價值的影響不顯著，表明銀行利用特許權(quán)創(chuàng)造價值的能力主要表現(xiàn)為資源配置能力和規(guī)模化經(jīng)營能力，技術進步的作用較為有限。

隨著我國金融業(yè)市場化改革的持續(xù)深入，商業(yè)銀行優(yōu)越的特許經(jīng)營條件將逐步改變，直接來源于金融管制的特許權(quán)價值將逐步縮小。在此背景下，商業(yè)銀行提高經(jīng)營效率，提升特許權(quán)向經(jīng)營效益的轉(zhuǎn)化能力，充分利用特許權(quán)賦予的經(jīng)營條件和優(yōu)勢創(chuàng)造更多的價值，是提高市場競爭能力和增強經(jīng)營穩(wěn)健性的重要內(nèi)容。當前需要在學習和借鑒先進的管理技能、加快新產(chǎn)品研發(fā)和新技術應用的同時，重點從以下兩方面提高利用特許權(quán)創(chuàng)造價值的能力:一是積極轉(zhuǎn)變經(jīng)營方式，按市場原則集約化配置資源，優(yōu)化投入產(chǎn)出組合，提高技術效率;二是充分利用杠桿經(jīng)營優(yōu)勢，擴大營業(yè)網(wǎng)點覆蓋，拓寬業(yè)務領域，提高規(guī)模效率。

［1］Demsetz R，Saidenberg M，Strahan P.Banks with Something to Lose:The Disciplinary Role of Franchise Value［J］.Economic Policy Review，1996，(2):1－14.

［2］Marcus A J.Deregulation and bank financial policy ［J］.Journal of Banking and Finance，1984，8(4):557－565.

［3］Keeley M C.Deposit Insurance，Risk，and Market Power in Banking［J］.The American Economic Review，1990，80(5):1183－1200.

［4］Fisher K P，Gueyie J P.Charter value and Commercial Banks'Risk－taking in the NAFTA Countries［J］.The International Journal of Finance，2001，(13):2027－2044.

［5］韓立巖，李燕平.中國上市銀行特許權(quán)價值與風險行為［J］.金融研究，2006，(12):82－91.

［6］曲洪建，孫明貴.特許權(quán)價值和單體銀行穩(wěn)健性的關系研究［J］.財經(jīng)研究，2010，(12):62－71.

［7］Jones J S，Miller S A，Yeager T J.Charter Value，Tobin's Q and Bank Risk during the Subprime Financial Crisis［J］.Journal of Economics and Business，2011，63(5):372－391.

［8］Hellmann T，Murdock K，Stiglitz J.Liberalization，Moral Hazard in Banking，and Prudential Regulation:Are Capital Requirements Enough?［J］.American Economic Review，2000，90:147－165.

［9］Demirguc － Kunt，Detragiache.Financial Liberalization and Financial FragiIity［R］.The world bank Policy Research Working Paper，1998，No.1917.

［10］苑素靜.韓國金融危機中銀行特許權(quán)價值降低的實證分析［J］.現(xiàn)代財經(jīng)，2005，(12):33－37.

［11］韓立巖，李偉.外資銀行進入與中國商業(yè)銀行特許權(quán)價值［J］.世界經(jīng)濟，2008，(10):22－32.

［12］Cebenoyan A S，Cooperman E S，Register C A.Ownership Structure，Charter Value，and Risk－Taking Behavior for Thrifts［J］.Financial Management，1999，(1):43 －60.

［13］Furlong F T，Kwan S H.Sources of Bank Charter Value［R］.Working Paper，F(xiàn)ederal Reserve Bank of San Franeisco，2006.

［14］馬曉軍，歐陽姝.中美兩國商業(yè)銀行特許權(quán)價值及影響因素的比較研究［J］.金融研究，2007，(4):53 －71.

［15］Saunders A，Wilson B.An Analysis of Bank Charter Value and Its Risk－Constraining Incentives［J］.Journal of Financial Services Research，2001，(19):185－195.

［16］Furlong F，Kwan S.Market－to－Book，Charter Value，and Bank Risk－Taking:A Recent Perspective［R］.Paper Presented at the Basel Committee Research Task Force Conference on Banking and Financial Stability at the Oesterreichische National Bank，Vienna，2005.

［17］伏霖，高然，蔣匯.銀行特許權(quán)價值及其影響因素跨國比較［J］.管理評論，2011，(8):52－62.

［18］Cheng K P.Measuring Efficiency with Quasiconcave Production Frontiers［J］.European Journal of Operational Research，1999，115(3):497－506.

［19］Greene W.Reconsidering Heterogeneity in Panel Data Estimators of the Stochastic Frontier Model［J］.Journal of Econometrics，2005，126(2):269－303.

［20］王廷科，馮嗣全.銀行異質(zhì)性假設、要素市場不完全競爭與長期競爭優(yōu)勢［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2009，(1):47 －52.

［21］Hasan I，Wang H，Zhou M.Do Better Institutions Improve Bank Efficiency?Evidence from a Transitional Economy［J］.Managerial Finance，2009，35(2):107－127.

［22］Zhang J H，Qu B Z，Xu Z，Wang P.Market Development and Bank Profit Efficiency in China:Application of the Generalized Malmquist Productivity Index［J］.Asia－Pacific Journal of Accounting and Economics，2012，19(2):181－197.

［23］Orea L.Parametric Decomposition of a Generalized Malmquist Productivity Index［J］.Journal of Productivity Analysis，2002，18(1):5 －22.

［24］徐傳諶，齊樹天.中國商業(yè)銀行X－效率實證研究［J］.經(jīng)濟研究，2007，(3):106 －116.

［25］王聰，譚政勛.我國商業(yè)銀行效率結(jié)構(gòu)研究［J］.經(jīng)濟研究，2007，(7):110 －123.

［26］Coelli T J，Rao D S P，O'Donnell C J，Battese G E.An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis(2nd) ［M］.Berlin:Springer Science and Business Media，Inc，2005.

［27］曾維翰，戴淑庚.兩岸銀行業(yè)技術效率及生產(chǎn)率的比較研究——基于DEA和Malmquist生產(chǎn)率變動指數(shù)法［J］.金融監(jiān)管研究，2013，(9):1－24.

［28］柯孔林，馮宗憲.中國商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率增長及其收斂性研究——基于GML指數(shù)的實證分析［J］.金融研究，2013，(6):146－159.

［29］徐忠，沈艷，王小康，沈明高.市場結(jié)構(gòu)與我國銀行業(yè)績效:假說與檢驗［J］.經(jīng)濟研究，2009，(10):75 －86.