商業模式與商業銀行財務績效關系研究范文

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《廣義虛擬經濟研究雜志》2016年第4期

摘要：

在廣義虛擬經濟背景下，商業模式的重要性越來越引起各方關注，但商業模式是否真的可以帶來財務績效的提升，相關的研究卻很少涉及。基于此，本文選取我國16家商業銀行為樣本，首先通過因子分析法對商業銀行商業模式進行綜合評價，在此基礎上運用面板單位根檢驗、面板協整檢驗、面板格蘭杰因果檢驗對商業模式與銀行財務績效之間的關系進行研究。基于我國上市銀行2007-2014年的經驗數據,研究結果表明無論是短期還是長期，商業模式變化都是引起商業銀行財務績效變化的格蘭杰原因。在較長的短期和長期，商業銀行財務績效變化也會引起商業模式變化。

關鍵詞：

商業銀行;商業模式;財務績效;格蘭杰因果檢驗

一、引言

經濟結構的轉型、互聯網金融的沖擊、利率市場化及金融監管日趨規范和嚴格等多重因素的影響，使傳統商業銀行對自身業務架構進行重新審視和思考。我國商業銀行的未來發展不再是簡單的發現新的消費群體，挖掘新的市場需求以及找到更好的盈利方式等簡單的某一環節的改良，而是通過對業務結構進行重構從而重塑銀行的競爭優勢。不同于之前的戰略或流程方面的創新，商業模式實質上是不同于以往的新的創新形式，是銀行經營邏輯的系統性再造。彼得•德魯克就曾經說：“當今企業的競爭，不是產品之間的競爭，而是商業模式之間的競爭”[1]。唐納德•米切爾和卡羅爾•科爾斯則認為“商業模式創新更能使公司產生差異化競爭，從而創造戰略性競爭優勢”[2]。商業銀行的商業模式問題，已經引起學者們的高度重視，同時也是商業銀行面對復雜經濟形勢下為尋求新的發展機遇下要選擇的必要途徑。因此對商業銀行的商業模式進行研究無論是從降低銀行的經營風險，還是提高銀行的運營效率等方面都是非常重要的。作為以營利為目的的金融機構，商業銀行的一切活動的出發點是為了提升財務績效，商業模式也不例外。學者們一般都認為商業模式對提升企業財務績效有重要作用，對于兩者之間關系的研究主要有以下幾種：一是對商業模式與企業績效相關性的研究，主要采用回歸的方法進行研究。Zott和Amit(2007)將商業模式構建引入創業企業績效相關研究，通過對商業模式進行評價，進而將商業模式作為自變量，企業績效作為因變量，建立兩者影響機制模型[3]；Patzelt,Knyphausen-Aufseb和Nikol(2008)通過實證研究認為商業模式是探究企業管理結構和績效之間關系的一個重要影響變量，管理者能力對企業績效產生積極影響的關鍵影響因素是企業的商業模式構建[4]；胡保亮（2012）采用逐步回歸的方法對商業模式創新與企業績效的關系進行研究，研究結果表明商業模式創新對企業營業收入以及企業績效具有顯著的正向影響[5]。二是將商業模式分類，分別研究不同類型商業模式對企業績效的影響。Peter、Weill（2005）通過區別企業交易權利、轉變程度和核心資產，總結出16種商業模式構型，對商業模式和財務績效進行實證分析[6]；Afuah（2004）將商業模式要素與企業盈利性要素一一對應，并提出一個戰略框架，實際上是在商業模式與企業績效之間建立對應關系[7]；Casadesus-Masanell等（2010）通過企業自身資源稟賦的不同將商業模式分類，并對商業模式與企業績效之間關系進行研究[8]；王翔、李東、張曉玲（2010）從盈利能力、成長性、運營效率和市場價值四方面，通過ANVOA方差分析法分析研究商業模式對企業績效的作用[9]。也有學者使用結構方程對商業模式與企業績效之間關系展開研究。張曉玲、李東、趙毅（2012）運用二階驗證性因素分析（CFA）研究商業模式構成要素間的匹配性對企業績效的影響。研究結果表明，商業模式構成要素的高度匹配性是提高企業績效的關鍵因素[10]；程愚、孫建國、宋文文、岑希（2012）將通過結構方程探究營運差異化與營運確定化在商業模式影響企業績效過程中的作用，認為企業從經營方法入手提高企業競爭力是有效的[11]。總結之前已有研究，可以發現近些年來，學術界已對商業模式與企業財務績效的關系進行了較多的研究，但也存在著不足。首先，已有的研究主要針對商業模式與財務績效之間的相關性展開研究，對兩者之間深層次的因果關系關注不多；二是少量采用結構方程對因果關系展開的研究，其因素的賦紀建悅王蒙蒙：商業模式與商業銀行財務績效因果關系的實證研究值主要依賴專家打分以及問卷調查等方式，可能會因問卷設置不夠合理以及打分的主觀性造成數據處理的偏差，從而影響最終檢驗結果。本文在之前研究的基礎上，構建商業銀行商業模式綜合評價指標體系，通過Wind數據庫及年報獲取數據，選取我國16家上市銀行為樣本，對商業銀行商業模式與財務績效之間因果關系進行研究。

二、研究設計

為了研究銀行財務績效與商業模式之間的因果關系，本文首先基于交易視角對商業銀行商業模式模型進行構建，在此基礎上選取、設計合理的商業模式評價指標；其次通過因子分析法對商業模式進行綜合評價，并將該綜合評價指標值作為商業模式衡量標準；通過面板單位根檢驗判斷商業模式與商業銀行財務績效截面序列的平穩性，并在兩截面序列單整階數相同的情況下，通過面板協整檢驗考察它們之間的長期均衡關系；最后，通過建立面板格蘭杰因果檢驗模型，對商業銀行財務績效與商業模式之間長、短期格蘭杰因果關系進行實證檢驗。

三、商業銀行商業模式綜合評價研究

(一)商業模式構成

之前已有很多學者從不同視角對商業模式構成進行探討，本文采用紀建悅、李婉瑩（2016）的觀點，從交易視角，認為商業銀行商業模式的本質是商業銀行與其利益相關者的交易結構[12]，一個完整的交易應包括交易定位、交易主體、交易內容、交易方式、交易計價、交易支撐6個要素。這6個要素可以用定位、利益相關者、產品服務、業務系統、盈利模式以及核心能力表示。商業銀行商業模式的具體構成如圖1所示。

(二)商業銀行商業模式綜合評價指標選取根

據商業模式的構成分析，考慮到定位是對利益相關者滿足的整體描述，具體是由其他5個要素來體現，本文選取10項指標來對商業模式中的產品服務、利益相關者、核心能力、業務系統、盈利模式構成要素進行反映，具體見表1。由于提取的各項指標存在正向指標、負向指標之分，在用因子分析做綜合評價時，正向指標值越大，商業模式綜合評價得分越高，負向指標值越大，商業模式綜合評價得分越低。由于在實證分析中需通過商業模式綜合評價得分來對商業銀行商業模式進行評價，所以需對各原始指標進行同向化處理使其具有正向化的性質。由于選取的評價指標數量級以及量綱不統一，為避免因為量綱差異化帶來的綜合評價不準確性，本文對各項評價指標進行了無量綱標準化處理。

四、實證研究

(一)樣本選取及數據來源

遵循數據可得性、全面性、可歸類性原則，本文選取中國銀行、中國農業銀行、中國工商銀行、中國建設銀行、中國交通銀行、中國民生銀行、平安銀行、上海浦東發展銀行、興業銀行、招商銀行、華夏銀行、中信銀行、北京銀行、南京銀行、寧波銀行16家上市銀行作為樣本，采用2007—2014年的年度數據，相關數據來源于各家銀行年報與Wind數據庫。

(二)商業銀行商業模式綜合評價

本文使用因子分析法對我國16家商業銀行2007—2014年商業模式進行綜合評價，以2014年為例演示商業模式綜合評價過程。在因子分析中提取公因子的方法比較常用的有主成分分析法、未加權的最小平方法、綜合最小平方法和最大似然法，本文使用SPSS17.0統計軟件，選取主成分分析法進行降維處理，得到相關系數矩陣的特征值、各主成分的貢獻率以及累計方差貢獻率，結果見表2。根據表2結果，表明有4個滿足條件的的特征值（特征值大于1），并且前4個因子的累計方差貢獻率已經達到82.241%，說明前4個因子已經可以解釋10個原始指標的大部分信息。其中前4個公因子的方差貢獻率分別為43.549%、15.046%、13.596%、10.050%，這4個公因子可以集中反映出原始指標82.241%的信息。因此，通過前4個公因子可以對商業銀行商業模式綜合評價結果做出比較好的解釋，其結果具有較強的準確性和代表性。為了使公因子有更為清晰的經濟學含義，本文使用最大方差旋轉法對因子載荷矩陣實施旋轉，通過旋轉前后的對比，各因子之間的方差貢獻率發生一定的變化。前4個公因子的方差貢獻率分別調整為41.758%、14.583%、13.409%、12.490%，公因子的方差貢獻率出現了趨同的趨勢，但前4個公因子還是可以解釋整體變量82.241%的指標特征，說明了10個原始指標可以轉化為4個綜合性指標。旋轉后的因子載荷矩陣及公因子見表3。在上表中，公因子1在核心資本充足率、固定資產比、每股收益EPS、員工平均薪酬、利息支出負債比等指標上的系數分別為-0.889、-0.857、0.718、0.684、0.919，具有較大的載荷。其中：員工平均薪酬是反映商業銀行員工關系方面的指標，每股收益是反映與股東關系方面的指標，核心資本充足率是反映商業銀行同監管層關系方面的指標，利息支出/負債是反映商業銀行同債權人關系方面的指標，固定資產比是反映與客戶關系的指標。由于這5個指標都是體現商業銀行利益相關者方面的指標，因子本文命名公因子1為利益相關者因子。公因子2在非息收入占比、凈利差兩個指標系數上具有較大負荷。由于非息收入占比是反映產品服務創新方面的指標，凈利差是反映產品服務競爭力方面的指標，因此本文命名公因子2產品服務因子；公因子3在成本收入比指標系數具有較大載荷，成本收入比是體現商業銀行核心能力構建方面的指標，因此將公因子3命名為核心能力因子。公因子4在固定資產成新率指標系數上具有較大載荷，因此命名公因子4為業務系統因子。可見，本文所提取的前4個公因子可以反映商業模式評價指標的信息，可以用這4個新變量代替原來的10個評價指標。為了對商業銀行商業模式進行綜合評價，本文根據提取出來的4個公因子的因子得分系數矩陣建立綜合評價模型，最后以各公因子的方差貢獻率為權數進行加權求和，從而計算出2014年我國16家商業銀行商業模式綜合評價得分。因子得分系數矩陣見表4。

(三)商業銀行財務績效

在國內外的研究中，學者們采用不同的指標來表示財務績效。國外學者一般選取托賓Q值來反映財務績效。托賓Q值是公司的市場價值與公司資產的重置價值的比率，由于中國上市公司股票價格和價值往往存在很大偏差，且中國上市公司資產的重置價值也難以估計，所以托賓Q值并不能真實反映財務績效。國內學者一般采用總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）等指標來衡量財務績效。本文借鑒國內學者（劉東輝、2004；劉坤、2006）[13][14]的觀點，認為ROE這一指標綜合性強，適合我國國情，因此本文采用凈資產收益率來衡量商業銀行財務績效。其計算公式為：凈資產收益率=凈利潤/平均股東權益

(四)商業銀行商業模式與財務績效因果關系研究

1.面板單位根檢驗

面板單位根檢驗的作用是為了保證各截面數據序列的平穩性，同時確定各截面數據序列的單整階數。如果數據序列存在單位根過程則說明不平穩，直接進行回歸分析會存在偽回歸問題。為了避免偽回歸問題，確保估計結果的有效性，本文首先對商業模式綜合評價得分（BM）和商業銀行財務績效（BFP）進行面板數據的單位根檢驗。面板數據單位根檢驗分為兩種形式：一種是同質單位根檢驗，其檢驗假設面板數據中各截面數據具有相同的單位根過程，即參數ρi=ρ（i=1，2，3…N），主要包括LLC檢驗，Breitung檢驗以及Hadri檢驗等；另一種為異質性單位根檢驗，異質性單位根檢驗允許面板數據中的各截面數據具有不同的單位根過程，即允許參數ρi跨截面變化，其主要包括IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗以及Fisher-PP檢驗。本文采用包含同質單位根檢驗的LLC檢驗和包含異質單位根檢驗的Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗對商業模式綜合得分（BM）和銀行績效（BFP）進行單位根檢驗。這三種面板數據單位根的檢驗的原假設均為截面數據序列存在單位根過程。借助Eviews8.0軟件，本文對商業模式（BM）和商業銀行財務績效（BFP）進行面板數據的單位根檢驗，結果見表5。從表5可以看出，在單位根檢驗的最終結果中，商業銀行商業模式綜合評價（BM）數據序列均能在10%的顯著性水平上拒絕原假設，而商業銀行績效（BFP）數據序列均能在1%的顯著性水平上拒絕原假設。由此商業銀行商業模式（BM）與商業銀行財務績效（BFP）序列均不存在單位根過程，且單整階數相同，均為I（0）過程的平穩序列。

2.面板協整檢驗

Engle-Granger協整檢驗認為：如果變量Yt與Xt之間存在協整關系，則變量回歸方程Yt=β0+β1Xt+μt中所得到的殘差序列應該也是平穩的；當變量之間不存在協整關系，則殘差序列不是平穩序列。Pedroni和Kao將Engle-Granger的協整檢驗方法擴展到面板數據，并且在面板數據的格蘭杰因果關系檢驗中，Luciano（2003）運用MonteCarlo模擬對協整檢驗的幾種方法進行比較，發現當T較小時Kao檢驗比Pedroni檢驗有更高的準確度，而這兩種檢驗都比LM、LR檢驗效果更好[15]。因此本文主要采用Pedroni檢驗法和Kao檢驗法對我國商業銀行2007—2014年商業模式綜合評價得分（BM）和銀行財務績效（BFP）兩者的面板數據進行協整檢驗，結果見表6。由表6可知，除Grouprho-Statistic和PanelV-Statistic檢驗，其余6種檢驗方法都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即商業模式與銀行財務績效之間存在協整關系，說明兩者存在長期均衡關系，這說明他們之間至少存在單項的格蘭杰因果關系。但目前為止仍無法確定因果關系的方向，需進一步進行下面的格蘭杰因果檢驗。

3.面板格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗用于檢驗一個變量過去的變化趨勢是否對解釋另一個變量目前的變化趨勢有幫助。本文對商業模式（BM）與商業銀行財務績效（BFP）之間的格蘭杰因果檢驗運用Engle和Granger（1987）提出的EG兩步法，通過面板回歸及面板誤差修正模型兩步來解決這一問題[16]。具體過程如下：第一步：建立長期關系模型。鑒于本文研究對象是我國的商業銀行同屬于一個行業，因此本文建立如下的面板固定效應模型。此外，由于橫截面個體數大于時序數量，借助Eviews8.0軟件，采用截面加權估計法進行估計：在以上模型中，i=1,2,…,16，代表本文所選取的16家股份制商業銀行，t=1,2,…,8，代表2007—2014年之間的有效年度，n為滯后階數。模型（3）和（4）中的ECM是誤差修正項，它們分別是第一步中模型（1）和（2）回歸所估計出來的殘差。對于模型（3），如果λ顯著不為0，則說明商業模式是商業銀行財務績效的長期Granger原因。同理，對于模型（4），如果θ顯著不為0，則說明商業銀行績效是商業模式的長期Granger原因。對于模型（3），如果能拒絕原假設H0：γ1=γ2=…=γn=0，這說明商業模式是商業銀行績效的短期Granger原因。同理，對于模型（4），如果能拒絕原假設H0：δ1=δ2=…=δn=0，這說明商業銀行績效是商業模式的短期Granger原因。借助Eviews8.0，根據誤差修正模型的經典假設，設定滯后階數為2。檢驗結果見表7。根據上表的估計結果可以看出，模型（3）的誤差修正項ECM的系數在1%的水平上顯著，且不為零，說明商業模式在長期是銀行財務績效提升的格蘭杰原因。同時∆BM的系數都在1%的顯著性水業銀行績效是商業模式的短期Granger原因。借助Eviews8.0，根據誤差修正模型的經典假設，設定滯后階數為2。檢驗結果見表7。根據上表的估計結果可以看出，模型（3）的誤差修正項ECM的系數在1%的水平上顯著，且不為零，說明商業模式在長期是銀行財務績效提升的格蘭杰原因。同時∆BM的系數都在1%的顯著性水平上拒絕原假設，且顯著不為零，說明商業模式在短期也是引起銀行財務績效提升的格蘭杰原因；從模型（4）的實證結果來看，∆BM的系數δ1不顯著，∆BM的系數δ2在5%的水平下顯著，誤差修正項ECM的系數在1%的顯著性水平上顯著，呈現顯著性逐漸增強的趨勢。說明商業銀行績效在很短的時期內不會引起商業模式變化的格蘭杰原因，在較長的短期及長期，商業銀行財務績效的變化是引起商業模式重構的格蘭杰原因。暗示，當商業銀行財務績效變化時，在較長的短期和長期也會引起商業模式變化。

五、結語

本文通過選取合理的商業模式評價指標從而進行綜合評價，并在此基礎上通過面板單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，對商業模式與銀行財務績效的長期與短期Granger因果關系進行研究。實證研究的結果表明，無論是長期還是短期，商業模式都是商業銀行財務績效的Granger因果關系。研究結果表明，商業銀行要重視商業模式的重構，因其可以帶來商業銀行財務績效的變化,而當商業銀行財務績效變化時，在較長的短期和長期內，也會引致商業銀行進行商業模式重構。

參考文獻：

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[12]紀建悅,李婉瑩.廣義虛擬經濟時代企業商業模式框架研究[J].廣義虛擬經濟研究,2016(2):15-25.

[13]劉東輝,黃晨.資本結構與企業績效關系的實證研究[J].南方經濟,2004(2):35-36.

[14]劉坤.我國上市公司資本結構與企業績效的實證研究——基于滬市上市公司研究[J].經濟理論研究,2006.

[15]李坤.利益相關者滿足與房地產行業經營績效關系的實證研究[D].中國海洋大學碩士論文,2011.

作者:紀建悅 王蒙蒙 單位:中國海洋大學經濟學院