商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)研究

梁 萍

（湖北經(jīng)濟學院 財政與公共管理學院，武漢 430205）

0 引言

商業(yè)銀行一直通過業(yè)務(wù)創(chuàng)新來追尋利潤，進而推動金融業(yè)的發(fā)展。在商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新的過程中，各種業(yè)務(wù)之間會相互聯(lián)系，進而產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)。對商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新中的協(xié)同效應(yīng)，理論界進行了很多研究。本文將探討分業(yè)經(jīng)營模式下的中國商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新中的協(xié)同效應(yīng)的存在性，利用我國銀行業(yè)的數(shù)據(jù)來探討業(yè)務(wù)創(chuàng)新中協(xié)同效應(yīng)的衡量。

1 研究假設(shè)

本文將利用我國4大國有商業(yè)銀行和8家股份制商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)來檢驗我國商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新的范圍經(jīng)濟效應(yīng)。

首先，為了檢驗我國商業(yè)銀行整體業(yè)務(wù)創(chuàng)新的效果，我們將上述銀行作為一個整體來進行研究。隨著我國四大國有商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行的股改和上市，其加快了業(yè)務(wù)創(chuàng)新的步伐，因此我國商業(yè)銀行整體應(yīng)該存在范圍經(jīng)濟。

H1：我國商業(yè)銀行整體業(yè)務(wù)創(chuàng)新存在范圍經(jīng)濟效應(yīng)。

其次，在實踐中，由于我國股份制商業(yè)銀行從成立之時起就追求利潤最大化，而我國4大國有商業(yè)銀行是從計劃經(jīng)濟體制中逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌龌\作的商業(yè)銀行的，在此過程中長期存在產(chǎn)權(quán)缺位，經(jīng)營中存在費用偏好的現(xiàn)象，因此，與國有商業(yè)銀行相比，我國股份制商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新的范圍經(jīng)濟效應(yīng)應(yīng)該更早出現(xiàn)。為此，我們提出如下假設(shè)：

H2：我國股份制商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟效應(yīng)比國有商業(yè)銀行更早出現(xiàn)。

最后，為了對比分析商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力對范圍經(jīng)濟的影響，我們將以我國股份制銀行中的招商銀行和4大國有商業(yè)銀行中的農(nóng)業(yè)銀行作為樣本來進行對比研究。從范圍經(jīng)濟的定義來看，業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力比較強的商業(yè)銀行的范圍經(jīng)濟效應(yīng)應(yīng)該比業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力弱的商業(yè)銀行的范圍經(jīng)濟效應(yīng)更顯著。因此，我們提出如下假設(shè)：

H3：業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力強的商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟效應(yīng)更顯著。

2 商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新中協(xié)同效應(yīng)的實證檢驗

假設(shè)商業(yè)銀行同時生產(chǎn)產(chǎn)品（業(yè)務(wù)）q1和產(chǎn)品q2，其分別生產(chǎn)每一種產(chǎn)品的成本函數(shù)是C(q1,0)和C(0,q2)，聯(lián)合生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本函數(shù)是C（q1，q2）。我們可以利用下式來分析商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟效應(yīng)：

如果ES＞0，則C(q1,0)+C(0,q2)-C(q1,q2)＞0，即分別生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本高于聯(lián)合生產(chǎn)的成本，這表明商業(yè)銀行聯(lián)合生產(chǎn)兩種產(chǎn)品比分別生產(chǎn)產(chǎn)品的成本要低。按照范圍經(jīng)濟的定義，表示此時商業(yè)銀行存在范圍經(jīng)濟。

如果ES＜0，則C(q1,0)+C(0,q2)-C(q1,q2)＜0，即分別生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本低于聯(lián)合生產(chǎn)的成本，這表明商業(yè)銀行聯(lián)合生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本比分開生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本高。按照范圍經(jīng)濟的定義，表示此時商業(yè)銀行存在的是范圍不經(jīng)濟。

如果ES=0，則表示商業(yè)銀行聯(lián)合生產(chǎn)兩種產(chǎn)品與分開生產(chǎn)兩種產(chǎn)品的成本一樣，此時是范圍經(jīng)濟與范圍不經(jīng)濟的臨界點。

2.1 范圍經(jīng)濟檢驗模型

為了分析的便捷，我們假設(shè)商業(yè)銀行只提供傳統(tǒng)貸款業(yè)務(wù)和創(chuàng)新業(yè)務(wù)這樣兩類產(chǎn)品。當商業(yè)銀行只提供傳統(tǒng)業(yè)務(wù)時，其成本函數(shù)為C(q1,0)。當商業(yè)銀行只提供創(chuàng)新業(yè)務(wù)時，其成本函數(shù)為C(q2,0)。當商業(yè)銀行同時提供兩種業(yè)務(wù)時，其成本函數(shù)為C（q1，q2）。根據(jù)（1），我們發(fā)現(xiàn)為了計算范圍經(jīng)濟系數(shù)，我們需要同時計算商業(yè)銀行兩項業(yè)務(wù)總成本和單項業(yè)務(wù)的成本，即要計算C(q1,0)和C(0,q2)以及C（q1，q2）的值，但是這些數(shù)值并不能直接得到，而且我們也不能通過（1）來計算上述成本函數(shù)的數(shù)值，因此，我們引入超越對數(shù)成本函數(shù)來進行范圍經(jīng)濟效應(yīng)的檢驗。超越對數(shù)成本函數(shù)經(jīng)過Berger and Humphrey（1991,1997）、Favero and Papi(1995)等的研究，現(xiàn)在已經(jīng)比較完善，并且該函數(shù)既考慮了解釋變量對被解釋變量的影響，又考慮了各個解釋變量之間的相互影響對被解釋變量的影響。同時，適用于本文收集的面板數(shù)據(jù)。

引入超越對數(shù)成本函數(shù)后，我們得到銀行成本函數(shù)的形式如下：

在（2）中，TC代表銀行總成本，w1、w2分別代表傳統(tǒng)業(yè)務(wù)收入（如利息收入）和業(yè)務(wù)創(chuàng)新收入（手續(xù)費收入、投資收入等），c1表示銀行利息支出/銀行存款總額，代表銀行使用資金的平均價格；c2表示營業(yè)費用/銀行存款總額，代表銀行日常支出的價格；c3表示固定資產(chǎn)凈值/銀行存款總額，代表銀行固定支出的價格。IR代表一年期貸款與存款利差，α0代表常數(shù)項，α、β、γ、φ、η與λ代表回歸系數(shù)，ε代表誤差項。

在（2）中，根據(jù)函數(shù)對稱性條件要求：

但是，在（2）中存在一個問題，其無法處理變量取值為0的情況，即當商業(yè)銀行只提供一項業(yè)務(wù)時，（2）無法計算C(q1,0)或C(q2,0)，因此筆者借鑒學者杜莉（2002）的研究方法，引入Box-Cox變換來解決上述問題。

Box-Cox變換的具體形式如下：

把（4）代入（2），我們得到：

在（6）中，當θ=0時，（6）就變?yōu)椋?）。

在確定θ的值后，我們可以利用（6）得到各個變量的系數(shù)值，然后結(jié)合（1）得到范圍經(jīng)濟系數(shù)ES的值。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取12家銀行作為樣本，其中包括4家國有商業(yè)銀行，即中國銀行、農(nóng)業(yè)銀行、工商銀行、建設(shè)銀行以及8家股份制銀行，分別為中信（實業(yè)）銀行、華夏銀行、光大銀行、招商銀行、浦東發(fā)展銀行、民生銀行、廣東發(fā)展銀行和（福建）興業(yè)銀行。本文的數(shù)據(jù)主要來源于中國人民銀行統(tǒng)計季報、中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會、商業(yè)銀行年報和《中國金融年鑒》（2000～2010）等資料匯總。由于數(shù)據(jù)更新等原因，本文收集的樣本數(shù)據(jù)時間段為2000～2010年，所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。使用統(tǒng)計工具EVIEWS5.1來進行數(shù)據(jù)的處理。

2.3 實證檢驗結(jié)果

2.3.1 計算結(jié)果

為了分別檢驗國有控股商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行的范圍經(jīng)濟效應(yīng)，我們首先以4大國有控股商業(yè)銀行為樣本進行檢驗，然后以8家股份制商業(yè)銀行為樣本進行檢驗，最后以這12家銀行為樣本來檢驗銀行整體的范圍經(jīng)濟效應(yīng)。

在利用（2）和（6）進行實證檢驗時，首先需要確定θ的值，借鑒William H.Greene（2000）的方法，我們利用網(wǎng)格搜索法來確定θ的值，期望得到θ的值能夠使模型（6）中殘差最小。經(jīng)過在Eviews5.1中的多次嘗試，我們最終確定θ=0.15。然后，我們利用模型（6）進行計算。

在利用模型（6）進行計算的過程中，首先，經(jīng)過相關(guān)的檢驗，得到模型為固定影響變截距模型。然后，我們對模型進行豪斯曼檢驗，來確定各個模型是固定效應(yīng)估計還是隨機效應(yīng)估計的。最后，我們對模型進行回歸計算，得到的結(jié)果見表1。

表1 Box-Cox函數(shù)系數(shù)估計值（θ=0.15，被解釋變量TC）

2.3.2 范圍經(jīng)濟效應(yīng)分析

利用表1的結(jié)果，結(jié)合（1）我們可以計算出銀行范圍經(jīng)濟系數(shù)，計算結(jié)果如表2所示。

表2 中國商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟系數(shù)（ES）

從表2來看，我國商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新中的范圍經(jīng)濟效應(yīng)逐漸表現(xiàn)出來。具體來說，在樣本期的2000～2007年商業(yè)銀行整體的ES＜0，這說明在業(yè)務(wù)創(chuàng)新推出的初期，商業(yè)銀行由于市場、營銷策略和管理等問題導致范圍不經(jīng)濟，商業(yè)銀行傳統(tǒng)業(yè)務(wù)和創(chuàng)新業(yè)務(wù)由一家銀行生產(chǎn)的成本高于分別生產(chǎn)的成本，協(xié)同效應(yīng)沒有表現(xiàn)出來。但我們發(fā)現(xiàn)一個趨勢，代表商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟的系數(shù)ES逐年在變大，這說明商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新帶來的范圍經(jīng)濟效應(yīng)在逐漸展示出來。隨著創(chuàng)新業(yè)務(wù)的推廣和商業(yè)銀行自身管理體制的理順，業(yè)務(wù)創(chuàng)新的收入逐漸上升，同時，銀行內(nèi)部成本逐步下降，因此，在2007年，股份制商業(yè)銀行的系數(shù)首先開始變?yōu)镋S＞0，國有商業(yè)銀行在2008年系數(shù)變?yōu)镋S＞0，這表明股份制商業(yè)銀行比國有商業(yè)銀行更早地表現(xiàn)出范圍經(jīng)濟效應(yīng)，這驗證了前文提出的研究假設(shè)H2。同時，所有商業(yè)銀行整體的系數(shù)在2008年也變?yōu)镋S＞0，這表明商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新與傳統(tǒng)業(yè)務(wù)之間形成了協(xié)同效應(yīng)，傳統(tǒng)業(yè)務(wù)和業(yè)務(wù)創(chuàng)新收入的上升超過了成本的上升，協(xié)同效應(yīng)逐漸表現(xiàn)出來，商業(yè)銀行實現(xiàn)了范圍經(jīng)濟效應(yīng)。這驗證了前文提出的研究假設(shè)H1。

2.3.3 范圍經(jīng)濟對比研究

商業(yè)銀行自身業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力的強弱是否會影響其范圍經(jīng)濟效應(yīng)呢？對于這個問題，本文通過比較業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力比較強的招商銀行和較弱的農(nóng)業(yè)銀行的范圍經(jīng)濟效應(yīng)來解答。

招商銀行和農(nóng)業(yè)銀行的數(shù)據(jù)來源同前文，但數(shù)據(jù)從面板數(shù)據(jù)變?yōu)闀r間序列數(shù)據(jù)。同樣的，在數(shù)據(jù)處理中會遇到變量為0的情況，因此，我們利用模型（6）來進行分析。首先，我們確定θ的值。經(jīng)過多次嘗試，我們得到農(nóng)業(yè)銀行θ取值為θ=0.12，招商銀行θ取值為θ=0.08。然后，我們利用模型（6），結(jié)合樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，得到農(nóng)業(yè)銀行和招商銀行的系數(shù)估計值如表3所示。

利用表3的計算結(jié)果和公式（5），我們得到如表4所示的農(nóng)業(yè)銀行和招商銀行范圍經(jīng)濟系數(shù)：

表3 農(nóng)業(yè)銀行和招商銀行Box-Cox函數(shù)系數(shù)估計值（被解釋變量TC）

通過表4我們可以看出，招商銀行和農(nóng)業(yè)銀行都存在業(yè)務(wù)創(chuàng)新的范圍經(jīng)濟效應(yīng)，并且，通過對比，我們可以發(fā)現(xiàn)業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力比較強的招商銀行在2006年就開始表現(xiàn)出范圍經(jīng)濟效應(yīng)，其代表范圍經(jīng)濟的系數(shù)ES＞0；而業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力較弱的農(nóng)業(yè)銀行在2009年才有ES＞0，表現(xiàn)出微弱的范圍經(jīng)濟效應(yīng)。同時就范圍經(jīng)濟效應(yīng)的系數(shù)來看，招商銀行的系數(shù)明顯大于農(nóng)業(yè)銀行的系數(shù)，這表明業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力強的商業(yè)銀行的范圍經(jīng)濟效應(yīng)更顯著，驗證了前文提出的研究假設(shè)H3。

表4 農(nóng)業(yè)銀行和招商銀行范圍經(jīng)濟系數(shù)（ES）

3 研究結(jié)論

上述研究可以得出以下結(jié)論：

（1）我國商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新中存在范圍經(jīng)濟效應(yīng)，并且其效應(yīng)是隨商業(yè)銀行體制改革而逐步展現(xiàn)出來的。在樣本初期，商業(yè)銀行表現(xiàn)為范圍不經(jīng)濟，而隨著商業(yè)銀行上市和股份制改造，其范圍經(jīng)濟效應(yīng)就逐漸展現(xiàn)出來。這說明商業(yè)銀行自身的管理和追求贏利的理念是影響業(yè)務(wù)創(chuàng)新中協(xié)同效應(yīng)發(fā)揮的重要因素。

（2）商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟效應(yīng)出現(xiàn)的時間不同。股份制銀行比國有控股商業(yè)銀行更早地表現(xiàn)出范圍經(jīng)濟效應(yīng)。并且，業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力比較強的招商銀行比業(yè)務(wù)創(chuàng)新能力比較差的農(nóng)業(yè)銀行更早地表現(xiàn)出范圍經(jīng)濟效應(yīng)。這表明商業(yè)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新是商業(yè)銀行范圍經(jīng)濟效應(yīng)的一個重要影響因素。

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