银行异质性货币政策（共4篇）
银行异质性货币政策 篇1
摘要：通过对中国银行业2006-2010年84家银行的数据建立Panel Data模型,本文分析了货币供应量和银行间市场利率对不同类型银行信贷的影响。研究结果发现国有银行和股份制银行的信贷要显著地受到货币供应量的影响,而外资银行和城市商业银行的信贷要受到银行间市场利率的显著影响,农村商业银行没有显著地受到这些货币政策工具的影响。另外,货币政策工具对银行信贷的影响,也与不同类型银行的规模、资本充足性、盈利能力等方面的特征有关。因此,中央银行在运用不同的货币政策工具时,要综合考虑不同类型的银行对货币政策工具的反应。
关键词：银行异质性,货币政策工具,银行信贷
目前,银行业在中国的金融体系中占主体,银行信贷是中国企业融资的主渠道,而银行信贷数量要受到货币供应量的直接影响,其中主要是货币供应量和利率。另外,2006 年底以来,中国加入WTO的过渡期结束,取消了对外资银行经营的地域限制、客户限制和其他限制,对外资银行实行国民待遇,人民币业务对外资银行也全面开放。因此,中国货币政策工具对银行信贷的影响有什么新的特征有待研究。
本文的研究主要注重以下几个方面:一是在分析货币政策工具对银行信贷的影响时,综合现有文献的研究视角,从银行的规模、盈利能力、所有权、资本充足率、经营管理能力、流动性等方面充分考虑了银行异质性;二是使用了84家银行的数据进行分析,远多于现有文献中使用的十几家银行的数据;三是不同于现有文献中只区分国有银行和股份制银行,而是将银行分为国有银行、股份制银行、城市商业银行、农村商业银行、外资银行等;四是使用最新的2006-2010年的数据,分析中国加入WTO过渡期结束后,货币政策工具对不同类型的银行信贷的影响。
一、相关文献综述
与本文相关的文献主要是关于货币政策的信贷传导渠道。从理论上来说货币政策效应传导机制主要有两种渠道,一是货币渠道,另一种是信贷渠道。货币政策信贷渠道存在的基础理论指出信贷渠道存在的两个必要条件即银行贷款是特殊的,而且货币政策可以直接影响银行贷款供给。国内外这方面的研究数量非常多,主要有三个方面:一是证实银行信贷渠道的存在性和有效性,二是研究银行业市场结构对货币政策信贷传导渠道的影响,三是考察银行异质性对货币政策信贷传导渠道的影响。在关于中国的理论研究方面,钱雪松(2008)通过构造一个欠发达资本市场的一般均衡模型,发现我国货币政策效果不明显的原因之一是由于垄断的银行业结构、公司债市场不发达;胡莹和仲伟周(2010)通过构造货币政策冲击下的贷款市场总体均衡模型,考虑了我国银行业垄断竞争的市场结构及银行受制于存贷比规定的现实,分析不同资本充足率和存贷比的异质性银行对货币政策冲击的反应,发现这两个因素对货币政策传导效率的影响非常明显;王涛和蒋再文(2011)通过建立银行资产配置行为模型,分析货币政策的信贷传导机制及其对不同类型商业银行的冲击效应,分析结果表明紧缩性货币政策对小规模银行的影响更为显著。
在实证研究方面,刘金叶和谷宇(2009)将规模、流动性水平和资产充足率水平作为影响商业银行贷款决策的主要特征指标,对1999-2007年银行的数据,建立商业银行信贷决策对货币政策反应的模型,区分了股份制银行和四大国有银行对货币政策的不同反应。研究发现股份制银行的规模和流动性水平影响其对货币政策的信贷反应强度,而国有银行的资本充足程度影响其信贷反应强度。索彦峰和范从来(2007)通过VAR模型对我国银行部门1994-2006年的加总数据进行了实证分析,结果表明我国银行的资产组合行为提供了货币政策能够影响贷款供给的经验证据,从而支持了我国货币政策传导的信贷观点。
张旭涛和胡莹(2010)通过VAR模型实证分析了我国银行业市场集中度和竞争程度对货币政策传导的影响作用,结果表明我国银行业市场集中度与竞争程度对货币政策传导有着正向效应,但对于不同目标的影响程度不完全相同。Sun et al(2010)以国有银行和股份制银行1996至2006年加总的月度数据,通过VAR)和VEC模型分析了两类不同类型银行的存款、贷款和证券对宏观经济变量的影响,进而考察银行贷款对货币政策的影响。结果表明银行贷款会对货币政策的传导效应具有显著的影响。王毓和胡莹(2011)以1993-2008 年我国4 家国有控股银行、3 家政策性银行、10 家全国性股份制商业银行的加总数据,运用协整检验及格兰杰因果检验考察了我国不同类型银行在货币政策传导机制中的差异。发现国有控股银行和股份制银行分别都对货币政策传导至物价指数和供币供应量有着显著性的影响。
由于数据来源的限制,人们主要使用加总的银行数据,通过向量自回归(VAR)或误差修正(VEC)等模型进行研究,但是加总的数据不能区分银行信贷的需求和供给,也无法进行更深入的分析,因此后来的研究越来越多地使用了银行微观层次的数据进行分析。除了对发达国家的实证分析以外,也有一些文献对发展中国家的银行数据进行分析。Roman and Sarantis(2009)以八个中东欧国家1994-2003年银行微观层次的数据,运用动态Panel Data模型分析了银行规模、资本充足率、流动性和所有权结构对货币政策传导的影响,结果表明银行规模和流动性对货币政策传导效应影响最显著。
Sumon(2011)使用银行层次的数据,将印度的银行分为国有银行、旧私有银行、新私有银行、外资银行等,分析了银行所有权对货币政策的影响。结果表明不同类型的银行对货币政策的反应有较大差异,而且在货币政策紧缩时期,银行信贷渠道的效果更显著。María et al(2011)以10个亚洲国家和10个拉美国家1996-2006年的银行数据,分析了银行业竞争对货币政策传导的影响。结果表明银行业竞争程度的增加会减少银行信贷渠道对货币政策的传导效应,这个结论在这些不同的国家是一致的,而在拉美国国家更明显。在关于中国银行业的研究中,目前只看到一篇文献使用了银行微观层面的数据。Gunji and Yuan(2010)使用了中国的国有银行和股份制银行1985年至2007年的微观数据,分析了这十几家银行的利润率对货币政策传导的影响,结果发现利润率高的银行对货币政策的传导缺乏敏感性,而盈利能力弱的银行则相反。
从以上的文献可以看出,目前虽然货币政策与中国银行业关系的研究较多,但实证研究还没有得出一致的结论,而且大多在实证研究中使用的是加总的数据,也对国有银行和股份制银行进行分析,而没有考虑其他类型的银行。在分析的时间上基本上停留在2006年以前,没有反映2006年我国加入WTO过渡期结束以来的情况。
二、研究方法与数据
在现有的文献中,关于货币政策与银行信贷的关系的研究主要有两种方法:一是用加总的银行业数据,分析银行信贷对货币政策目标变量的冲击,主要运用VAR或VEC模型。这种方法的不足之处在于两个方面,一是VAR模型中变量的个数不能太多,否则由于需要估计的参数过多,会使得模型难于估计;二是加总的宏观层次的时间序列数据,不能区分影响银行信贷供应和需求的因素(Bernanke and Blinder,1992;Gunji and Yuan,2010)。第二类方法是对银行层面的微观数据,以银行贷款增速为因变量,以银行的特征和货币政策工具为自变量,建立Panel Data模型进行分析。如果数据时期较长,还要考虑使用动态Panel Data模型或协整Panel Data模型。
综合现有的研究文献,以及本文的数据特征,本文使用的非平衡Panel Data模型如下:
Δln(LOANit)=αi+∑β1Xit+∑λiXitRi+εit (1)
上式中LOANit表示第i家银行在第t时期的贷款额,用银行贷款两年对数之差表示银行贷款增速。自变量有两组,一组表示银行异质性,另一部分为表示银行异质特征与货币政策工具相乘的交叉项。Xit为表示第i家银行在第t时期异质性特征的一组向量,在这组自变量的选取方面,现有方面主要关注银行的规模、流动性、盈利能力等,而侯荣华等(2011)对银行资本与货币政策关系的研究文献进行了评述,主要考察货币政策的传导机制,发现资本充足率会影响货币政策传导的效果。因此,本文将考虑银行的资本充足性。
另外,由于银行的经营管理能力也会影响到银行的信贷渠道,本文还考虑银行的经营管理能力。本文的自变量包括了银行的规模、资本充足性、盈利能力、经营管理水平、流动性等方面,银行的规模选取银行的总资产(SIZE)并取对数,资本充足性选取股本与总资产之比(EQUITY),盈利能力选取平均总资产报酬率(ROAA),经营管理水平取成本收入比(COST),流动性水平取流动资产与存款之比(LIQUID)。
上式中Ri表示货币政策工具的一组向量,可以选择货币供应量和利率,其中货币供应量选择货币供应的第二个层次M1,即现金和活期存款(用M表示)。由于中国的利率仍受到管制,本文中使用银行间市场加权平均年利率(用R表示)。这一组变量与表示银行异质性特征的变量相乘构成的交叉项,可以反映银行异质性特征对货币政策传导的影响。如果要考虑货币政策工具对银行信贷的影响,可以使用偏导Δln(LOAN)/RX,而其偏导的结果就是系数λ所表示的。
说明:以上数据根据BankScope数据库整理计算,其中总资产计量单位为亿元,其他比率指标的计量单位均为%。
本文中使用的货币政策工具变量数据来源于中宏数据库(www.macrochina.com.cn)。本文使用的银行数据来源于BankScope数据库中的中国银行业数据,其中有数据的银行共有84家,以2010年数据为例,这84家银行的总资产为79.6万亿元,占2010年中国银行业金融机构总资产的85.53%。对于有缺失数据的银行,可以查找相关银行的年度报告,将缺失数据补齐,实在无法查到有关数据的,可以用平均插补法对缺失数据进行插补。本文将这84家银行分为国有银行、股份制银行、城市商业银行、外资银行和农村商业银行,其中国有银行除了五家大型国有商业银行外,本文把国家开发银行、进出口银行、农业发展银行这三家政策性银行也列入国有银行。由于三家上市的城市商业规模较大,且经营管理达到了股份制银行的平均水平,因此本文中把三家上市的城市商业银行,即北京银行、南京银行、宁波银行也列入股份制银行,这些银行的主要数据如表1所示。
从2006年至2010年,股份制银行的贷款平均增速最大,为26.52%,而外资银行最小。从总资产来看国有银行平均规模最大,为51 984.1亿元,而城市商业银行和外资银行的平均规模最小。另外,由于所选的农村商业银行是中国最大的七家,所以它们的平均规模要比城市商业银行和外资银行大。国有银行的股本占总资产的比重最小,而外资银行最大。在这些不同类型的银行中,城市商业银行和外资银行的资产报酬率要高于全部银行的平均值,表明这两类银行的盈利能力较强。成本收入比可以在一定程度上反映商业银行的经营管理能力,该指标值越大表明银行的经营管理能力越差。从表1可以看出外资银行的成本收入比最大,而国有银行最小。这似乎和一般的结论不相同,人们一般认为股份制商业银行的经营能力要比国有银行好。这主要是将三家政策性商业银行列为国有银行,这三家银行的成本收入都比较低,如国家开发银行的平均成本收入比仅为4.98%。而在股份制商业银行中,有的银行的成本收入比较高,如民生银行、华夏银行、广东发展银行、渤海银行等,其成本收入比平均值超过了40%,特别是渤海银行,达到了59%。从流动性指标来看,股份制商业银行和城市商业银行的流动性最好,而外资银行和农村商业银行的流动性最差。
另外,还可以从时间变化的角度观察这些变量的变化,如表2所示。从表2可以看出从2006至2010年,中国银行业的平均资产规模不断扩大,资产报酬率、流动性指标虽然有波动,但总的趋势是不断增加的,而成本收入比和资本充足率指标没有显著的变动趋势。因此,在宽松的货币政策影响下,2007年和2009年银行信贷增速都较大。
说明:数据根据BankScope数据库整理计算,其中总资产计量单位为亿元,其他比率指标的计量单位均为%。
说明:*表示90%的显著性,**表示95%的显著性。
说明:*表示90%的显著性,**表示95%的显著性。
三、实证分析结果
本文将当年货币供应量增速(M)作为货币政策工具,对模型(1)进行估计得到的估计结果如表3所示。从表3可以看出国有银行的信贷数量变动显著地受到本年货币供应量增速的影响,而货币政策对银行信贷的影响程度,与国有银行的资产规模、流动性和成本收入比有关,银行规模越大,或者经营管理能力越弱,则其信贷增速越小,而资本充足性越强,信贷增速越大。另外,本年货币供应量增速对股份制银行和城市商业银行的信贷增速没有显著影响,而对外资银行的信贷增速的影响程度要受到流动性的影响,对农村商业银行的信贷增速的影响,要受到经营管理能力的影响。之所以会产生这样的结果,可能是由于国有银行在中国的银行业体系中,资产、存款等指标占到50%左右,货币供应量的变动,会影响到这些银行的存款来源。
本文银行间市场加权平均利率(R)作为货币政策工具,对模型(1)进行估计得到的估计结果如表4所示。从表4可以看出外资银行的贷款数量变动,要受到银行间市场加权平均利率的显著影响,而城市商业银行和农村商业银行的贷款增加不会受到银行间市场加权平均利率的影响。国有银行和股份制银行的贷款增加,与银行间市场加权平均利率的变动方向相反。这可能是由于外资银行的规模较小,吸引存款的能力也很有限,为了满足资金的需要,外资银行可能到在银行间市场进行拆借,这就要受到利率的影响。
说明:*表示90%的显著性,**表示95%的显著性。
说明: *表示90%的显著性,**表示95%的显著性。
另外,有的文献中考虑了货币政策工具的滞后效应。为了进一步分析这些货币政策工具对银行信贷是否有滞后效应,本文分别以上年货币供应量增速(用M1表示)和上年银行间市场利率(用R1表示)用为货币政策工具,用上述模型(1)进行估计,得到的结果分别如表5、表6所示。从表5可以看出股份制银行信贷数量的变动,要显著地受到上年货币供应量的影响,且银行规模越大、盈利能力越差、经营管理能力越强,则贷款增速越大。国有银行和农村商业银行的信贷数量变动,不会受到上年货币供应量的显著影响。而城市商业银行和外资银行的资本充足率会影响信贷增速,但两者的影响方向相反。从表6可以看出城市商业银行的贷款数量变动,要受到上年银行间市场加权平均利率的显著影响,而国有银行、外资银行和农村商业银行的货款数量变动,基本不受上年银行间市场加权平均利率的影响。另外,城市商业银行的贷款数量变动要受到其成本收入比的显著影响,上年银行间市场加权利率不变的条件下,城市商业银行的经营管理水平越好,其贷款增速可能越小。
四、结论
不同的货币政策工具对不同类型的银行的影响不完全相同,当年货币供应量增速对国有银行的影响最大,上年货币供应量增速对股份制银行的影响最大,而银行间市场利率对外资银行的影响最大,上年银行间市场利率对城市商业银行的影响最大。实际上中国人民银行对不同类型的银行实行了不同的存款准备金率,其中国有银行的存款准备金率最高,而农村商业银行最小,从而使得货币供应量的变化对国有银行的影响最大。股份制银行的存贷款规模也较大,因而也会受到货币供应量的影响,本文的研究发现上年货币供应量会影响股份制银行的贷款变动。另外,城市商业银行、农村商业银行、外资银行等银行的存贷款规模较小,进而受到货币供应量的影响可能较小,而受到利率的影响会较大,本文的研究结论也支持了这一观点。因此,中央银行在运用不同的货币政策工具时,要综合考虑不同类型的银行对货币政策工具的反应。
参考文献
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银行异质性货币政策 篇2
关键词：货币错配,我国商业银行,风险偏好,外汇敞口
一、引言
随着金融全球化过程的推进, 自上世纪末开始, 亚洲地区和拉美地区的发展中国家相继爆发了一系列的金融危机。正如1994年墨西哥金融危机、1999年的巴西货币危机和2001年的阿根廷债务危机。舆论界留下了许多描绘这一现象的词汇:墨西哥危机的“龙舌兰酒效应”、“亚洲流感”、“俄罗斯病毒”等等不一而足, 而对货币、金融危机传染机制的研究也迅速兴起。通过对这些危机成因的研究, 越来越多的学者认为, “货币错配”是导致这些危机爆发的最直接原因。根据G oldstein&T urner (2005) 对货币错配的定义:由于一个权益实体 (包括主权国家、银行、非金融企业和家庭) 的收支活动使用了不同的货币计值, 其资产和负债的币种结构不同, 导致其净值或净收入 (或者兼而有之) 对汇率的变化非常敏感, 即出现了所谓的货币错配。那么货币错配所表现的本质问题是由于资产和负债的收入与支出不等而引起了外汇敞口风险, 进而受到汇率波动的影响而承受了净资产减值或者净负债增加的风险。
近年来对于宏观经济和金融机构的稳定性受货币错配的影响的研究受到了广泛的关注。R anciere, R., T ornell, A.&V am vakidis, A (2011) 的文章主要研究的是一种商业银行应对货币错配的新方法。通过在1998~2008年期间的经济数据, 搜集了10个新兴欧洲经济体和更广泛的样本, 包括19个新兴经济体, 由此构建了应对货币错配的一项新措施, 其中考虑到了借给未对冲借款人的外币贷款所引起的系统性风险因素及外币货币计值的净对冲负债对银行总资产的比例来验证银行也可能间接地通过信贷风险而承受外汇敞口风险[1]。W ang Z, G uan D and Zhang Y (2012) 为了研究货币错配条件下的宏观金融政策的控制与优化, 通过本外币息差、外币规模、金融衍生品的种类、货币互换的规则等方面得到财政政策与货币错配的关系, 提出应建立货币错配预暖系统, 并得到监管和宏观金融政策调控必须平衡货币错配的风险的结论[2]。江百灵和叶文娱 (2012) 用实证的方法证明了在人民币升值背景下我国商业银行因债权型货币错配造成的净值损失与银行无清偿能力风险指数呈正相关关系[3]。陈守东和谷家奎 (2013) 通过构建时变参数马尔科夫区制转移异方差模型考察汇率变化的不确定性, 并根据冲击来源将其分解, 对我国境内三类银行 (人民银行、中资银行和外资银行) 货币错配进行比较研究, 发现汇率变化不确定性对银行货币错配的冲击作用具有非对称性且作用机制差别较大。另外, 对商业银行风险偏好异质性的探讨也有了实证的分析。郭新民 (2014) 通过对当前商业银行货币错配主要表现、影响因素、可能导致的风险进行分析, 提出了防范货币错配风险的建议。于一和何维达 (2012) 用实证方法表示商业银行对于货币政策冲击会做出异质反应来应对风险效应。
我们可以归纳出前人所研究的关于货币错配现象的成果:在货币错配现象的阐述及相关影响因素;我国商业银行因债权型货币错配造成的净值损失与银行无清偿能力风险指数关系;实证方法研究下, 商业银行的异质性偏好对于风险的反应;汇率的不确定性对银行货币错配的影响;在应对货币错配所带来的风险方面, 前人提出了防范的建议及新方法;货币错配条件下的宏观金融政策的控制与优化也有了相关的探讨等等。本文正是在前人研究的基础上, 通过对商业银行受到货币错配影响原因的分析, 建立基于商业银行风险存在异质性而对于货币错配风险有不同反应的理论模型, 分析商业银行可以依据于自身风险偏好进行合理的决策, 得到可通过对外币资产与负债的配置来实现自身的经营目标的结论, 同时对现有的金融经济政策提出一些建议。
二、商业银行货币错配模型的构建
可以观察到是, 我国在近几年中的国际贸易收支中保持着持续的顺差, 特别是经常项目, 因此积累了大量的外汇储备。在资本项目仍未完全开放的情况下, 大量外汇储备存在于银行当中。对于一国政府来说, 如果确实存在对汇兑的相关的及对外币计值的存款存在着隐含的担保, 那么这对于进行资产管理的银行来说可能会产生一定的误导, 他们会相信汇率可以钉住, 会产生对政府表态的信任。在这样的情况下, 即便存在外汇敞口, 也难以意识到其发生资产减值的可能性或者债务增加的危险性。在我国, 目前尚未推出存款保险制度, 银行不会倒闭的事实所产生的信仰很可能使得他们无法正确认识到已经产生的货币错配问题的严重性。在这样的情形下, 本文旨在研究商业银行所存在的货币错配。特别针对的, 是商业银行债权型货币错配的情形。
为了便于研究, 根据中国银行体系以及外汇市场的现状, 我们将给出以下几条假设:
一是假设国内仅有人民币和外币两种资产和负债形式。
二是由于银行是以货币资金为经营对象的金融机构, 银行存款是其主要负债, 银行贷款是其主要资产。假定银行的资产为外汇贷款和本币贷款之和, 负债为外汇借款和本币借款之和, 分别以各自的货币计价。
三是本国居民持有外汇存款具有最小值, 且所占总存款的比例较小 (参考《中国金融年鉴》2008-2013年的数据) 。
四是所有的外国以及本国公司都可用他们本国的货币 (外币、本币) 借款, 且本币借款不存在违约风险。
五是假定银行的风险偏好由持有的外币资产占总资产的比例来衡量。
假设我国某一商业银行资产以贷款L表示, 负债以存款D表示, 表示银行在0期的净值, 即所有者权益。因此银行在0期的资产负债表可表示为:L=D+。
用c表示外汇贷款占总贷款的比例, b表示外汇存款占总存款比例, 和分别表示第0期和第1期的汇率, 和分别表示外币和本币的借款利率, 和分别表示外币和本币的贷款利率。X和D分别代表贷款和借款的数量, 和分别代表相同数量外币的价值和本币的价值, 那么以单位数量货币衡量, 我们就定义这两个变量为外币面值及本币面值。那么参数c是我们唯一要考虑到的决策变量。第1期的股东权益净值为:
我们可以认为, 商业银行因为考虑到货币错配现象的存在, 会结合自身的风险偏好对自己的风险和经济利益进行权衡。那么, 我们将通过不同风险偏好的目标函数来分析, 说明商业银行的决策行为会影响它的货币错配程度。
我们对商业银行的风险态度分为三种情况考虑:
三、结论
我们从货币错配成因分析, 直至模型推导, 可以得出以下的相关结论:我们认为商业银行制定战略发展目标时, 是有一定的自主性来选择货币错配的程度。也就是说, 通过外汇贷款占总贷款的比例决策来主动反映自身的风险偏好, 进而控制外汇风险敞口面对的汇率风险, 达到自身发展的需求, 并非是处于过分不利的被动局面。此外, 根据监管的要求, 《商业银行流动性风险管理指引》 (银监发[2009]87号) 第二节第十五条内容“商业银行应根据本行经营策略、业务特点和风险偏好测定自身流动性风险承受能力, 并以此为基础制定流动性风险管理策略、政策和程序。”, 也说明了风险控制的重要性。
我们可以从上文中的模型分析得到在以下几种债权型货币错配中, 商业银行可以根据自身的风险偏好做出有利选择。
首先, 当商业银行自身的风险偏好为风险中立时, 为了获得期望收益的最大值, 在存在着外币贷款的利率优势时, 商业银行将增加外币贷款。
其次, 当商业银行为风险极度厌恶时, 为追求收入的稳定性, 必须使得净资产即股东权益值的波动率最小化, 那么则要选择较小而符合条件的外币贷款占比来实现目标。此时债权型货币错配仍会发生。
最后, 当商业银行拥有适度的风险规避特征时, 便会同时考虑收益和风险, 那么此时目标函数为收益流以期望收入现金流减去适当风险, 并求得最大值。
综上, 对于商业银行来说, 其面临债权型的货币错配在某种程度上来说是有利的, 若其以自身战略发展目标为基础, 合理利用货币错配以管理资产, 控制风险, 则可以使得银行自身的利益尽可能的得到最大化。
参考文献
[1]江百灵, 叶文娱.本币升值冲击与银行业危机——基于货币错配视角的中国经验[J].经济经纬, 2012 (6) :156-160.
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[3]人民银行西安分行行长郭新明.商业银行货币错配问题的分析与思考[N].金融时报, 2014-02-17010.
银行异质性货币政策 篇3
一、所有者异质性的进一步探索
企业的本质是利益相关者的一种集体选择,其形成可视为两个层次的利益相关者集体选择的过程。企业所有者向企业让渡自身资源并期望通过彼此合作实现更大的价值增值分享,并通过其所拥有的控制权保障这种剩余收益的获得。在这个过程中有三个关键性要素:一是所有者投入的资源,二是所有者达成的剩余分享权契约,三是所有者达成的控制权契约。
以往研究关注了所有者控制权的异质性,即企业中总会有一部分所有者相对于其他所有者拥有更大的最终控制权,这一部分所有者被称为控股股东或大股东,而其他所有者被称为中小股东。大股东有很大的权力和很强的动机推行有利于自己而有损于小股东的战略,通过盈余管理掠夺小股东财富,获得控制权私有收益。实证研究结果表明盈余管理与控股股东为了攫取控制权私有收益具有显著的相关关系(Leuz,2003),存在控股股东公司的盈余管理水平显著高于不存在控股股东的公司 (余明桂等,2006),大股东在一定程度上会借助失真的会计信息实现对小股东财富进行控制和掠夺的目的(La Porta等,1998),通常情况下,大股东会选择有利的会计政策影响会计信息进而实现自己的控制权私有收益。例如IPO、配股、增发时,大股东偏好激进的会计政策以实现提高股票价格进而侵占小股东利益的目的。大股东还会利用会计政策选择保护、挽救上市公司的上市资格,因为净利润、营业收入、净资产等数额是决定是否对上市公司股票实施退市风险警示、暂停上市、恢复上市、终止上市的关键衡量指标,大股东为了保有上市资格,在亏损无法避免的年份里偏好于保守的会计政策;在其后的年份里偏好于激进的会计政策,以避免连续亏损的局面出现。
虽然在所有者会计政策选择行为偏好研究中,针对所有者控制权的异质性取得了部分研究成果,但是另外两个关键性要素———所有者投入的资源以及达成的剩余分享权契约却没有得到足够的重视。因此本文分别探讨在所有者投入资源种类异质性以及分享剩余收益形式异质性下,所有者的会计政策选择行为偏好是否存在差异。
二、所有者投入资源种类异质性下的会计政策选择行为偏好
按照所投资源的种类,所有者可分为三类:投入财物资源的所有者、投入人力资源的所有者、投入关系资源的所有者。当然所有者可能同时投入两种或三种资源,但是其中总会有一种资源相对于其他资源更重要一些,那么所投入资源中较重要的资源属性决定了该所有者的类别。下面以投入财物资源的所有者和人力资源的所有者为例,探索投入资源种类异质性下所有者会计政策选择行为偏好。
风险投资家和风险企业家达成的组织契约是财物资源拥有者和人力资源拥有者通过集体选择建立企业的典型例子。虽然在一定程度上,风险投资家和风险企业家的目标一致,即实现企业价值增值最大化,但二者之间有时也可能存在矛盾。风险投资家通常不会长期持有企业股权,固定的股息回报也不是其重要的利益所在,通过上市等合适的退出渠道追求资本利得最大化才是风险投资家进行投资的根本目的。但是对于风险企业家来说,每期更多的分红,更高的报酬更符合其效用函数,而且除了货币性报酬,其还享有非货币性报酬,甚至在艰难的时候选择“用脚投票”。二者经济利益分歧的原因主要在于投入资源性质的不同。人力资源与财物资源的不同之处在于人力资源对其所有者的依赖性,人力资源的所有权或使用权虽然依据组织契约的签订可以由其他主体在法权或是名义上享有,但是其他主体不可能按照自己的意志像支配和使用财物资源那样支配人力资源。而且财物资源的拥有者按照组织契约向企业投入资源时,财物资源是可以观测到的;但是人力资源的拥有者按照组织契约向企业投入资源时,不论在时间、空间、数量还是方式上,都不可能被其他主体完全观测到。此外,人力资源在参与企业价值创造过程中,其产出结果缺乏客观的计量标准,而且衡量人力资源的贡献时很难把它的贡献从财物资源等其他资源的贡献中剥离出来。人力资源的这些特性使得风险企业家可能会采取行动侵害风险投资家的利益,当然风险投资家也会意识到由于所投入资源的差异而可能给其带来的风险。因此,风险企业家与风险投资家如何设计组织契约条款就成为二者能否达成组织契约的关键所在。
风险企业家与风险投资家所投资源的差异导致了他们达成的组织契约中绝大部分使用可转换优先股契约,契约中很多条款属于或然条款,这些或然条款部分地依赖EBIT、利润、收入、企业净值等财务指标(见表1)。例如,若EBIT低于双方达成的数额,则风险投资家将从风险企业家手中获得投票权;如果企业净值低于某一界限,则风险投资家将获得公司3个董事会席位。这说明更高的EBIT或是更高的企业净值可以保证企业的投票权或董事会席位保留在风险企业家手中,而激进的会计政策显然符合他们的利益。通常情况下,当企业财务业绩较差时,董事会权、投票权、清算权会配置给风险投资家,他们可能完全控制企业;当企业财务业绩改善时,风险企业家可以保留或是获得更多的控制权;如果企业业绩非常好,风险投资家只保留现金流量权,同时放弃大部分控制权和清算权。因此,基于财务业绩的控制权相机配置的条款使风险企业家更愿意选择那些能够带来更多资产或收益的激进的会计政策,因为这些会计政策的选择在给他们带来更多的当期货币性报酬的利益之外,还会使风险企业家通过牢牢掌握控制权而获得更大的控制权私利。
风险企业家与风险投资家所投资源的差异导致了他们达成的组织契约中还偏好于分段融资契约安排。风险企业家与风险投资家通过集体选择建立企业后生成的收益V(A,I,θ)可以简化地认为其取决于三个因素:企业家的努力A(即风险企业家实际投入的人力资源),风险投资家的行动I(风险投资家实际投入的财物资源)以及自然状态θ。在t=0时刻,风险投资家投入I0,风险企业家承诺投入A0,但是由于I0可以观察到,而A0不可以直接观察,所以风险投资家在t=0时刻所投入的I0只是其承诺投入财物资源中的一部分。风险投资家需要在t=0到t=1期间观察风险企业家的努力程度以决定在t=1时刻是否需要继续投入I1。由于风险企业家的努力程度难以直接观察,所以通常会依赖于会计信息所计量的企业的经营业绩,以间接地衡量风险企业家的努力程度。在t=1时刻,如果企业的经营业绩达到双方约定水平,则风险投资家会继续投入I1;如果企业的经营业绩显著超过约定水平,风险投资家还可能加大下一期投资力度;如果企业的经营业绩没有达到约定的要求,风险投资家有权拒绝下一期的投资或是在t=1时刻要求以更高的比率和更低的价格稀释风险企业家的权益份额,以此作为惩罚。分段融资在保障了风险投资家的利益时,也避免了风险企业家股权在t=0时刻的稀释过大。风险企业家愿意接受分段投资的契约安排,主要因为他们对自己拥有的能力等人力资源更了解,相信自己有能力实现既定的目标。如果既定目标得以实现,则风险企业家得到的企业所有权份额将远远大于坚持从一开始拿到全部财物资源所能得到的所有权份额。这是因为随着时间的推移,当企业经营业绩提升,企业价值增大后,等量财物资本所能换取的所有权份额将减少,分段融资使增量财物资本对风险企业家所有权份额的稀释作用降低。在分段融资的契约安排中,t=1时刻的企业经营业绩决定着风险投资家下一阶段的投资,也决定着风险企业家所有权份额的稀释作用是否能够降低。而t=1时刻的企业经营业绩离不开会计信息的支持。例如一些融资契约中规定如果企业达到预计净收入,则支付已承诺资金,其中净收入就成为了衡量业绩的标准之一。因此,风险企业家为了获得下一期的融资以及尽可能降低风险投资家对自己所有权份额的稀释,会偏好于能够带来更高收益的激进的会计政策,从而向风险投资家展现更好的企业经营业绩。
综上所述,作为人力资源投入者的风险企业家,为了获得下一阶段的融资或是为了获得更大的控制权,他们往往偏好于能够带来更多资产或更多收益的激进的会计政策。而作为财物资源投入者的风险投资家,对于激进的会计政策不会有强烈的偏好,他们更倾向于能够真实反映企业经济活动实质的会计政策,以便进行相应地决策。可见,当所有者投入资源种类存在异质性时,他们对于会计政策选择的偏好并不完全趋同。
三、所有者剩余收益分享形式异质性下的会计政策选择行为偏好
按照分享剩余收益的形式,所有者可分为三类:享受“固定收益”的所有者,即每一期获得固定收益,如累计优先股股东;享受“固定收益+变动收益”的所有者,即每一期除了获得固定收益外,还可以参与剩余收益的分配,如参与优先股股东;享受“变动收益”的所有者,即企业剩余收益的最后分享者,如普通股股东。以往研究主要关注享受“变动收益”的所有者,即普通股股东的会计政策选择行为偏好,而对享受“固定收益”和享受“固定收益+变动收益”的所有者,即优先股股东关注不够。
享受“固定收益”的所有者,其更类似于持有债券的债权人。例如作为累计优先股股东,即使发行企业没能支付股利、偿还资本或是企业清算,这部分股东对发行公司仍有强制执行的要求权。相对于享受“固定收益”的所有者,享受“固定收益+变动收益”的所有者和享受“变动收益”的所有者的利益更趋同一些,因为变动收益部分的大小要在其他利益相关者分享之后才能决定。例如参与超过固定股利率之外的股利分配的优先股更类似普通股,因为他们参与剩余的分配;可转换优先股也类似普通股,因为这类优先股能够转换为普通股权益。因此,从分享剩余收益的形式上,至少可以将优先股股东分为两类:一类是持有类似债券的优先股股东,这类优先股股东通常享有累计股利、赎回权以及资本返还的权利;另一类是持有类似普通股的优先股股东,这类优先股股东通常享有参与超过固定股利率之外的股利分配以及可以将优先股转换为普通股的权利。
由于分享剩余收益形式不同会导致不同类型的所有者之间也可能存在利益冲突。例如当可赎回选择权归属于发行企业的时候,普通股股东可能采取行动稀释可赎回优先股股东的资本偿还要求权,如发行新的优先股就可以稀释那些在赎回期限前没有选择赎回份额的现任优先股股东的权益。在这种情况下,如果公司在赎回期限前清算,现任优先股股东不会获得比新的优先股股东优先获得资本偿还的要求权。当优先股更多地具备普通股性质时,则这类优先股股东与普通股股东之间就优先股发行的利益之间的冲突要小一些。但是对于那些持有类似债券的优先股股东而言,他们与普通股之间的冲突更大一些。
因此,相对于持有类似普通股的优先股股东而言,持有类似债券的优先股股东更加依赖于在优先股契约中加入限制性条款,以解决与普通股股东之间预期的利益冲突。优先股契约中的限制性条款通常与会计信息紧密相连。在对再次发行优先股的限制性条款中,通常会限制三种类型优先股的发行:发行股利支付以及资本偿还优先级别更高的优先股;同等级别的优先股;拥有更高级别赎回权的优先股。这些限制条款或是绝对的,或是有条件的,而条件的设定通常以一定的财务比率为依据。经常使用的财务比率是有形资产净值/优先股面值,税后综合收益/承诺的年优先股股利等比率。除了对于再次发行优先股有限制条件外,在优先股流通期间,对于发行企业持有的优先股水平也有持续的要求,通常使用优先股面值/普通股面值比率。同时受优先股股东权利的限制,减资行为是严格禁止的,除非75%的优先股股东同意。此外,有些优先股契约中还限制债务水平,如Donald等(1993)发现有些公司要求在优先股持续期间,总负债/有形资产总额≦65%,并且这个限制条款没有附加通过优先股股东投票的豁免条款,这些主要是严格限制发行公司发行准债务以稀释优先股股东的权益。这些限制性条款所依赖的财务比率,例如有形资产净值、有形资产总额、税后综合收益等都离不开会计信息的支持。而且在优先股契约中,通常有一项通用的限制性条款,就是赋予优先股股东在优先股持有期间有权获得损益表、资产负债表以及董事会报告等会计资料,这些信息的获取可以帮助优先股股东判断基于财务比率的条款是否得到遵守。
优先股契约中限制性条款的加入,可能促使普通股股东选择能够增加收益或资产的激进的会计政策。因为激进的会计政策的选择可以提高企业满足有形资产净值/优先股面值、税后综合收益/承诺的年优先股股利等比率的限制,从而可以通过发行新的优先股稀释原优先股股东权益。此外,能够确认更多资产的激进的会计政策也可以使企业不会突破总负债/有形资产总额的最高上限的限制等条款,避免企业陷入违约的境地。因此,持有类似于普通股的优先股股东和普通股股东,更有可能从选择增加收益或资产的激进的会计政策选择中获利;而持有类似债券的优先股股东,更有可能从选择降低收益或资产的保守的会计政策中获利。然而优先股股东会预料到普通股股东的会计政策选择行为偏好,他们在优先股契约中会规定对部分会计数字进行调整,其目的是降低管理者利用会计政策选择放松基于会计数据的限制性条款。如规定有形资产净值不包括少数股东权益,专利、商标、商誉等无形资产;普通股资本为扣除少数股东权益及无形资产后的实收资本以及资本公积和盈余公积;税后综合收益不包括少数股东收益、非经常性收益等项目。虽然优先股股东在优先股契约中会规定一些会计数据的调整,但是由于会计政策选择的空间范围很大,普通股股东还是可能利用会计政策的选择侵占持有类似债券的优先股股东的权益。
银行异质性货币政策 篇4
关键词：商业银行效率,产权,效率差异,固定效应面板分位数回归
目前, 商业银行效率的影响因素分析已成为商业银行效率研究的重要方向之一。国内学者在考察银行业效率的影响因素时, 较多采用普通最小二乘参数估计法、面板数据的固定效应模型和Tobit模型回归方法, 主要关注银行业的条件均值差异, 对于整个分布上的效率差异却尚未述及, 也缺乏相应的研究方法。郑录军等 (2005) 采用25家商业银行的横截面数据使用最小二乘法对我国商业银行效率的影响因素进行了分析。刑芙伟 (2009) 利用商业银行效率值具有截断性, 使用14家商业银行2001-2007的面板数据, 选择采用Tobit模型进行回归。胡东 (2010) 利用Powell提出的对称修剪最小二乘法分析效率值的影响因素以及影响程度。在潜变量模型中误差项是对称分布, 由于删失, 使得因变量为不对称分布, STLS重新修剪来恢复断尾分布的对称性, 使最小二乘法将产生一致估计量。周四军、安普帅等 (2011) 建立Panel Data固定效应模型对国内13 家主要商业银行1999到2008年的效率影响因素进行实证分析。分位数回归应用到商业银行的研究还刚刚起步, 倪中新等 (2012) 通过面板数据模型分位数回归来研究中国商业银行的规模、非利息收入结构、贷款质量等因素对于商业银行利润增长的影响作用。事实上, 不同产权的国有商业银行与股份制银行的效率差异在条件分布由低到高的过程中可能存在某种变化规律, 采用新近发展的固定效应的分位数面板回归方法, 定量研究国有商业银行与股份制银行的效率差异, 旨在将研究的注意力从效率的“均值”回归转到效率值分布的“分位数”回归, 以丰富人们对当前不同产权商业银行效率差异的认识, 并为制定相关的金融机构改革政策提供有价值的参考依据。
一、分位数回归模型介绍
(一) 分位数回归的基本思想和系数估计
假设随机变量Y的分布函数为:F (y) =Pr ob (Y≤y) (1)
Y的τ分位数定义为满足F (y) ≥τ的最小y值, 即: q (τ) =inf{y:F (y) ≥τ}, 0<τ<1 (2)
回归分析的基本思想是使拟合值尽可能地接近观察值, 分位数回归是使加权误差绝对值之和最小。FN (y) 的τ分位数q (τ) 可以由最小化关于ξ的目标函数得到, 即:
式中arg minξ{g}函数表示取函数最小值时ξ的取值, ρτ (u) =u (τ-I (u<0) ) 称为检查函数 (check function) , 依据u取值符号进行非对称的加权;I (z) 是指示函数, z是条件关系式, 当z为真时, I (z) =1;当z为假时, I (z) =0。式 (4) 中的条件关系式z为yi≤y, 当yi≤y时, I (yi≤y) =1, 否则取值为0。通过对此最小化问题进行考察便可知FN (y) 的第τ个分位点值是上述优化问题的解。
现假设因变量Y的条件分位数由k个解释变量组成的矩阵X线性表示:
q (τ|xi, β (τ) ) =xi′β (τ) (4)
式中xi= (x1i, x2i, …, xki) ′为解释变量向量, β (τ) = (β1, β2, …, βk) ′是τ分位数下的系数向量。当τ在 (0, 1) 上变动时, 通过求解下式就可以得到分位数回归的参数估计, 我们即可根据在不同分位点估计的不同参数
其中Qyit (τ|xit) 是给定解释变量xit时因变量Y的条件τ分位数, βτ是对应因变量的第τ分位数的p×1回归系数列, xit是自变量向量, ai为其模型的截距项。这里i 代表不同的样本个体, t代表不同的样本观察时点。
二、数据与指标描述
(一) 数据的来源及分布描述
数据来源于各家银行的2005-2011的年度报告、中国金融年鉴。为了考察国有商业银行与股份制银行的效率值的分布特征, 将效率值序列绘制成频率分布图与Q-Q图。从图1可以看出, 股份制银行和国有商业银行的概率密度图呈现出非正态、非对称和后尾的特征。相应的在Q_Q图检验中, 股份制效率值散点图偏离对角线, 国有商业银行的效率值散点图与对角线基本保持了一致。在这种情况下使用普通的最小二乘估计法和面板数据模型估计, 得出的变量系数是有偏的。
从图2可以看出蓝色代表股份制银行的分位数分布曲线, 红色代表国有商业银行的分位数分布曲线。在同一分位点处, 股份制银行的效率值绝对量大于国有商业银行, 且向右上方延伸。股份制银行与国有商业银行的差别在效率分布的在下半部分缩小, 在上半部分逐渐加大。这说明在低效率的银行中, 股份制与国有商业银行的差距减少, 而在高效率的银行中, 股份制与国有商业银行的差距在逐渐拉大。表格中0.25, 0.5, 0.75这三个分位点的效率值差异的大小变化也验证了这一结论。
(二) 主要变量说明
效率值采用DEA非参数方法计算。选定投入指标为:员工数量和固定资产额。产出指标:人均税前利润、存贷款比率。采用CRS_RAD投入导向模型。解释变量选择与商业银行效率密切相关的变量, 并完善现有研究建模没有控制时间趋势的不足。选取四个财务指标, 资产负债率、资产增长率、资产净利率、非利息收入比, 分别反映安全性、发展能力、盈利能力和资产配置情况;两个规模指标, 年末总资产和营业机构数;还有一个与商业银行效率密切相关的产权结构指标。上述因素是已有研究的成果, 但是已有研究忽略了一个很基本但是很重要的事实——没有控制时间趋势。因此选取样本哑变量和年度哑变量作为控制变量。
三、实证分析
(一) Panel Data的单位根检验
本文选择Levin, Lin & Chu t检验、Im-Pesaran -Shin检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验四种方法对各变量序列进行单位根检验。表1中结果可知, 全部样本情况下, P值均为0。在股份制和国有商业银行样本下, 后三种检验的P值均为0。则拒绝不存在单位根的原假设。因此, 资产负债率、资产增长率、资产净利率、非利息收入比、年末总资产、营业网点数的序列均存在单位根。
注:括号内表示显著性水平。
注:括号内表示显著性水平。
(二) Panel Data的协整检验
从表2的检验结果可以看出, 对于全部样本, 迹统计量表明至多存在两个协整向量, 最大特征根表明最多存在一个协整向量。综合来看, 至少存在一个协整向量。同理可知, 对于股份制样本, 至少存在一个协整向量。对于国有商业银行则至少存在两个协整变量。因此, 不同样本下的效率值和解释变量之间存在长期协整关系。
(三) 实证结果及分析目前国际上存在的面板分位数估计方法主要有一阶差分法、固定效应变化法和引进虚拟变量的惩罚法。
由于只有引进虚拟变量的惩罚法可以估计出个体效应, 因此本文采用该方法进行估计。本文采用R统计软件选择0.25, 0.5, 0.75这三个代表性分位点。各分位点估计的回归系数反映的是不同分位水平下变量对银行效率的贡献率大小。此外, 分位数回归与PLS回归进行比较可以突出分位数回归的特点。相对于与OLS比较而言, PLS具有OLS估计的基本特点, PLS估计的回归系数反应的也是一种平均效应, 同时PLS的估计结果比OLS结果更为科学。因此, 估计结果见表3。
注:括号内表示P值;*、**、***表示在1%, 5%, 10%下的显著。
1.变量系数的显著性分析。从表3可以看出, 对于全样本模型而言, 在0.25分位点变量系数显著的有非利息产权和收入, 随着分位点的增大, 系数显著的变量增多。在0.5分位点处, 资产负债率、资产增长率、产权和机构数的系数均显著。而在0.75分位点, 资产负债率、产权、机构数和非利息收入比系数显著。对于股份制银行而言, 系数显著的变量相对较少, 在0.25和0.5分位点处, 资产负债率和机构数变量显著, 在0.75分位点处, 则只有资产负债率变量显著。对于国有商业银行而言, 系数显著的变量仍然较少, 在0.25和0.75分位点处, 只有机构数变量是显著的。在0.5处, 资产负债率和机构数均显著。从上述不同样本下变量系数的显著性上分析来看, 资产负债率和机构数的系数不管是在股份制银行和国有商业银行, 还是在不同的分位点 (0.25, 0.5, 0.75) 上, 其影响均是显著的, 说明这两个变量对于效率水平不同和产权不同的商业银行均是极其重要的。其次, 从全部样本与不同产权银行样本的模型结果来看, 全部样本模型系数显著的变量多于不同产权银行样本模型, 这是因为全部样本模型区分了样本内部的效率差异的特征因而取得了较好的效果, 而同种类型的银行样本内部的效率差异较小, 因而模型效果不明显, 这是由分位数模型的特点决定的。
2. 股份制银行与国有商业银行各分位点变量系数效应分析。在0.25, 0.5和0.75分位点上, 无论是国有商业银行还是股份制银行的年末总资产和机构数对效率的影响均不明显。资产负债率对股份制银行和国有商业银行效率的作用方向基本相反, 但在0.25, 0.5和0.75分位点上的变动趋势均是由小到大再变小。资产净利率对国有商业银行和股份制银行在0.25, 0.5和0.75分位点上对效率的边际效应均为正, 随着分位点的增大, 边际效应也越大。资产增长率对股份制银行的效应为正, 而对国有商业银行的效应为负, 资产增长率在0.25分位点上最大。股份制银行非利息收入比在0.5分位点处最小, 在0.7分位点处达到最大, 国有商业银行的边际效应和变动趋势与之大致相反。在0.25, 0.5和0.75分位点上, 股份制银行除非利息收入指标的其他变量指标的系数绝对值均大于国有商业银行, 说明总体来说各变量对股份制银行效率的影响更大。
3. 分位数估计与PLS估计的比较。全样本条件下分位数估计和PLS估计的结果比较。可以很容易的发现, PLS估计的系数水平走势比分位数估计的系数水平走势平滑很多, 这符合PLS是一种平均估计方法的特点。而分位数回归估计在0.25, 0.5和0.75分位点上的系数值则与均值弹性相差较远, 对分布形态更为敏感。
从所估计的变量系数符号而言, 除了非利息收入比之外, 基本上保持了一致。分位数回归表明非利息收入对效率有负的影响而PLS估计则认为有正的影响。两种估计方法在资产净利率、年末总资产等财务指标的系数值差异不大, 而在资产增长率、非利息收入、机构数和产权等指标上系数值的差异较大。分位数回归在资产增长率、机构数和产权等指标在0.25、0.5、0.75分位点上的系数值远远的大于PLS估计方法, 而在非利息收入指标上则远远的小于PLS估计方法。这些比较结果表明商业银行效率的条件分布特征在不同的分位点上有所不同, 而分位数方法能够对条件分布的刻画更加的细致。
四、结论
1.商业银行效率的条件分布特征在不同的分位点上有所不同, 而分位数方法能够定量对条件分布进行刻画。股份制银行和国有商业银行的概率密度图呈现出非正态、非对称和后尾的特征。在同一分位点处, 股份制银行的效率值总是处在国有商业银行的上方, 绝对量大于国有商业银行, 且均向右上方延伸。股份制银行与国有商业银行的差别在效率分布的在下半部分缩小, 在上半部分逐渐加大。说明在低效率的银行中, 股份制与国有商业银行的差距减少, 而在高效率的银行中, 股份制与国有商业银行的差距在逐渐拉大。从三类样本的模型结果来看, 全样本模型系数显著的变量多于其他两种模型, 这是由样本特点决定的, 样本内部差异变化越小, 形态分布也越对称, 而分位数回归对样本分布形态十分敏感。因此, 在偏态和厚尾情况下, 分位数回归能取得更好地效果。
2.股份制银行和国有商业银行效率的影响效应及其变化规律。股份制银行和国有商业银行的资产负债率和机构数的系数在不同的分位点上, 其影响均是显著的, 说明这两个变量对于效率水平不同和产权不同的商业银行均是极其重要的。股份制银行在0.25, 0.5和0.75分位点上除非利息收入指标的其他财务变量指标的系数绝对值均大于国有商业银行, 说明各变量对股份制银行效率的影响更大。两类银行在0.25, 0.5和0.75分位点上, 年末总资产和机构数对效率的影响均不明显。这说明提高资产规模和机构规模对于两类银行的效率的贡献微乎其微。在0.25, 0.5和0.75分位点上, 各变量的影响效应却是不同的。因此, 对于不同产权下效率水平不同的银行而言, 要建立有区别的财务内控制度, 从而更好的实现提高效率的目标。
3.分位数估计和PLS估计的结果比较。PLS估计较好地体现了均值估计的特征, PLS估计的系数水平走势比分位数估计的系数水平走势平滑很多。同时PLS估计提供了比OLS估计更可靠的参照方法, 分位数估计和PLS两种估计方法在资产净利率、年末总资产等财务指标的系数值差异不大, 而在资产增长率、非利息收入、机构数和产权等指标上系数值的差异较大。分位数回归在资产增长率、机构数和产权等指标在0.25、0.5、0.75分位点上的系数值远远的大于PLS估计方法, 而在非利息收入指标上则远远的小于PLS估计方法。
参考文献
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