商业银行效率分析的一篇很优秀的文章。

（zr/z3）都加了1，其中每家银行的（yk/z3）、以

xn项，n=1…，7按照ln避免其自然对数值为零，

（wi/w3），i=1，2，ln（yk/z3），k=1，2，3和ln（zr/

r=1，2三个公式重新计算而得到的，z3），这样每0.2，一个xn在区间［π］内，这里π指的是弧度数（不同利润），并将标准对称限制运用于函数的超ykm=ymk，对数部分（即βij=βij，δrs=δsr）。

［11］

采用Coelli（1995）的计算程序Fron-

tier4.1①，对方程（4）的参数进行了估计，如表3所示参数的统计检验为显著，且具有正确的符号，其估计结果如表3。

表3

Table3常数项

普通最小二乘估计结果

Commonleast－squareestimationresultslnw1

lnw2

lnw3

ln（y/z）

δ20.246

LIF149

4

4.1

我国商业银行效率的实证分析

样本数据的选用

系数t值

－5.39－0.39－40.65－0.5149.01－10.21－2.65－2.04

＊＊

＊＊

2.91

3.61

显著性＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊《中国金本文的数据来源于1997～2007年的

、中国货币网公布的城市商业银行年报融年鉴》

华夏银和各银行网站。由于数据获得上的限制，

行缺少1994年的数据，民生银行缺少1994和1995年的数据，至于城市商业银行由于数据获取的困难我们收集了三个直辖市商业银行的数据。本文所选取的银行样本为中国工商银行、中国建设银行、中国农业银行、中国银行、兴业银行、广东发展银行、华夏银行、浦东发展银行、深圳发展银行、招商银行、光大银行、民生银行、中信银行、交通银行、北京银行、上海商业银行和重庆商业银行等十七家商业银行，样本的时间跨度为1996～2006年。实证分析基础是截面和时间序列的混合数据库，样本所包含的十七家银行均有十年的资料，整体上为平行面板数据，其统计学描述见表2。

表2Table2

变量贷款总额存款总额投资总额人力价格资本价格存款价格总成本总利润

均值6.53e+078.20e+071.76e+070.01134040.14227150.03043635410344258596

变量的统计概述statisticalvariable标准差7.86e+071.13e+082.46e+070.00387260.11243510.01763211.21e+07186236.2

最小值321639432155129600.00449790.00785690.007412839873－97630

最大值3.42e+084.65e+081.23e+080.02354620.39845620.09896787.97e+07956730

*表示注：＊＊＊表示在1%下显著，＊＊表示在5%下显著，在10%下显著。

（2）最大似然估计。

似然比检验方法的基本思想是：零假设可以视作参数带约束的集合，这个集合约束了似然函数可取的最大值。假定我们得到了一个以观测样本为依据的无约束最大似然估计集合，并把这个结果和由零假设定义的参数集合相比较。如果在这两个集合中分别得到的似然函数最大值是充分接近的，就支持零假设为真的猜测；如果在这两个集合中分别得到的似然函数最大值差异很大，则零假设的合理性就很值得怀疑。为检验非效率项是否存在，依照Battese和Coelli（1995）

［12］

的方法

对（4）式通过最大似然估计进行检验。LR=26.82大于χ2分布在l%的置信水平下的临界值11.34，说明成本效率值存在显著差异；比较显著说明上述模型的无效率项可以较大程度上解释随机误差项，还表明文中随机前沿成本函数是有效的。4.3

效率的实证结果与分析

我们利用程序Frontier4.1可以计算得出各

银行在不同时期的成本效率、标准盈利效率和替代盈利效率水平指标，总体上看，样本期内成本效0.2675，0.9968］，率的分布相对集中，区间为［其中中国工商银行1996年的的成本效率最低，招商银行2006年的成本效率水平最高；标准盈利效率0.4412，0.9725］的区间上，水平分布于［其中招商银行1996年的标准盈利效率指标最高，重庆

4.2

参数估计

（1）最小二乘估计。

①

Frontier4．1是由Coelli（1996）完成的，可以通过网址：http：//www．uneedu．au/econometrics．cepa．htm下载。