经济管理前沿
Frontiers in Economics and Management
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3079-3696（P）
- ISSN:3079-9090（O）
- 期刊分类:经济管理
- 出版周期:月刊
- 投稿量:3
- 浏览量:723
相关文章
暂无数据
我国城商行数字化转型对经营效率的影响研究
Research on the Impact of Digital Transformation of City Commercial Banks in China on Operational Efficiency
引言
城商行的数字化转型则是利用数字技术为城商行的传统业务进行赋能，将技术和传统城市金融业务以及城市金融相关的产品相融合，从而催生新的城市数字化产品和数字化服务，以此提高城商行金融服务的敏捷性和快速响应性，为客户提供更优质的服务。具体而言，根据谢绚丽和王诗卉的研究，区别于企业的数字化转型，城商行的数字化转型主要是利用数字技术为银行发展战略、金融业务以及内部管理赋能，实现战略数字化、业务数字化和管理数字化。根据Farreal（1957）提出的效率理论，在经营效率中技术效率主要是指在既定的效率水平和要素价格下投入与产出要素可以优化空间的大小，配置效率则是在技术一定的情况下通过改变资源配置的方法可以提高的效率，企业经营决策的经济效率则是技术效率和配置效率之积。
一、变量设计和数据来源
本文的研究变量包括被解释变量城商行经营效率，解释变量城商行数字化转型，控制变量包括城商行层面的微观变量：总资产数额、存贷比、非利息收入、资本收益率、拨备覆盖率以及宏观层面的地区发展水平和产业结构。其中总资产数额利用城商行资产总额取对数测度，存贷比利用贷款总额比存款总额的比重测度，非利息收入比利用非利息收入占总收入的比重测度，资本收益率利用净利润除以平均资本的测度，拨备覆盖率利用不良贷款率乘以拨备覆盖率的测度。地区发展水平利用农商行总部所在市当年地区生产总值取对数测度，产业结构利用农商行总部所在市第二产业和第三产业增加值占工业增加值的比重测度。
本文主要分析我国72家城商行数字化转型对其经营效率的影响，被解释变量城商行经营效率的基础数据主要来源于国泰安数据库（CSMAR）和万德数据库（Wind），然后利用deap软件计算综合技术效率、纯技术效率和规模效率。控制变量的数据则主要来源于Wind数据库，宏观层面控制变量的数据则主要来源于各省市统计年鉴以及《中国城市统计年鉴》。
二、实证模型设计
为了进一步检验城商行数字化转型对经营效率的影响，本节首先构建固定效应模型分析数字化转型对经营效率的直接影响，之后建立中介效应模型进一步分析资金成本以及中间业务发展的中介作用，验证数字化转型影响经营效率的作用路径，为后文的对策建议制定奠定实证基础。
（一）固定效应模型
为了验证城商行数字化转型对经营效率的影响，并控制银行和时间差异对回归的影响，构建如下的固定效应模型分析数字化转型对经营效率的直接影响。
（2-1）式中被解释变量为 表示城商行 i 在 t 年的经营效率， 表示 i 市 t 年城商行数字化转型指数。 表示总资产规模， 表示存贷比， 表示非利息收入， 表示资本收益率， 表示拨备覆盖率， 表示地区发展水平， 表示地区产业结构。系数中， 表示常数项， 表示解释变量系数，主要关注 的正负性和显著性水平，当 为显著的正值，则说明城商行数字化转型对经营效率是显著的促进作用。 表示个体效应， 表示时间效应， 表示随机误差，为了降低误差项对回归的影响，本文利用聚类稳健标准误的方法，控制误差项对回归的影响。
（二）中介效应模型
为了进一步检验资金成本和中间业务发展的中介作用，本文构建如下的中介效应模型：
（2-2）式中 表示城商行 i 在 t 年的资金成本，中介效应的检验主要关注（2-2）式中的系数 和（2-3）式中 的显著性及正负性。
（2-4）式中 表示城商行 i 在 t 年的中间业务收入，中介效应的检验主要关注（2-4）式中的系数 和（2-5）式中 的显著性及正负性。
三、回归分析
首先，本文分析主效应的影响关系以及方向强度，即城商行数字化转型对经营效率的影响。将2014年至2023年的平衡面板数据进行基准回归，实证结果如表1所示，模型1为不加入控制变量单独进行回归的结果，不难发现城商行数字化转型在1%的显著性水平下将提高城商行经营效率，并且影响的系数为0.0086，说明城商行数字化转型和经营效率之间是显著的正相关关系。之后为了进一步提高回归精度，在模型2中加入控制变量后，城商行数字化转型仍然在1%的显著性水平下将提高经营效率，并且影响的边际系数为0.0113，以上结果说明城商行数字化转型对经营效率是显著的促进作用。
控制变量中城商行总资产规模、存贷比、非利息收入和资产收益率在1%的显著性水平下将提高其经营效率，拨备覆盖率则在5%的显著性水平下将降低城商行经营效率，说明城商行贷款占存款的比重越高，资产收益率越高，拨备覆盖率越低，可以显著提高其经营效率。
| 变量 | 模型（1）
经营效率（oe） |
模型（2）
经营效率（oe） |
|---|---|---|
| 数字化转型（dt） | 0.0086**
(0.0040) |
0.0113**
(0.0052) |
| 总资产规模（ta） | 0.1352***
(0.0497) |
|
| 存贷比（ldr） | 0.0195***
(0.0052) |
|
| 非利息收入（niir） | 0.0185***
(0.0039) |
|
| 资本收益率（roc） | 0.0137***
(0.0042) |
|
| 拨备覆盖率（pcr） | -0.0033**
(0.0015) |
|
| 地区发展水平（gdp） | -0.0096
(0.0105) |
|
| 地区产业结构（ic） | -0.0063
(0.0075) |
|
| 常数项 | 0.6154***
(0.0167) |
-0.1524***
(0.0496) |
| 时间固定效应 | 是 | 是 |
| 个体固定效应 | 是 | 是 |
| 观测值 | 720 | 720 |
| R2 | 0.836 | 0.3542 |
注：括号内为标准误，***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著。
基准回归结果显示城商行数字化转型可以显著提高经营效率，但也不可忽视城商行经营效率增长，不仅可以降低城商行运营成本，也可以提高城商行营业收入，为城商行数字化转型提供资金和人才支持，将进一步促进城商行数字化转型。
四、内生性检验和稳健性检验
工具变量作为内生性检验的关键，一方面需要和解释变量相关，另一方面要满足外生性的要求，本文主要参考宋科等的研究，城商行总部所在地级市所在省份其他城商行数字化转型的均值作为工具变量，利用两阶段最小二乘法检验内生性。从相关性来看，总部相邻的城商行通常面临相似的客户群体，并且在较多的业务领域内存在交叉，在较大程度上关注相同的对象，并且地域相近的城商行资源禀赋、技术条件差异较小，数字化转型相关性较强。同时，总部临近有利于城商行之间员工的交流与合作，同群模仿的可行性较高，因此满足工具变量相关性的要求。从外生性来看，其他银行数字化转型对单一银行经营效率的影响有限，因此可以满足外生性的需求。
本文的内生性检验结果如表2所示。模型1和模型2的检验结果中，LM值为14.4533，P值为0.0001，P值小于0.1，Wald检验值为53.7155，说明可以拒绝工具变量过度识别以及弱工具变量的问题，工具变量是有效的。模型1中工具变量在1%的显著性水平下将促进城商行数字化转型，说明二者之间的相关性是显著的，模型2中城商行数字化转型仍然在1%的显著性水平下将提高城商行经营效率水平，并且影响的系数为0.0135，和上文中基准回归结果相差较小，说明利用工具变量缓解内生性后，数字化转型对经营效率的影响仍是显著的促进作用。
| 变量 | 一阶段回归 | 二阶段回归
(2) oe |
|---|---|---|
| 数字化转型（dt） | 0.0135***
(0.0031) |
|
| 工具变量 | 0.4459***
(0.0517) |
|
| 总资产规模（ta） | 0.1473***
(0.0385) |
0.1674***
(0.0514) |
| 存贷比（ldr） | 0.0186***
(0.0042) |
0.1095***
(0.0317) |
| 非利息收入（niir） | 0.0109***
(0.0035) |
0.0217***
(0.0049) |
| 资本收益率（roc） | 0.0395***
(0.0124) |
0.0408***
(0.0105) |
| 拨备覆盖率（pcr） | -0.0154**
(0.0039) |
-0.0591***
(0.0135) |
| 地区发展水平（gdp） | 0.0298
(0.0275) |
0.1547
(0.1239) |
| 地区产业结构（ic） | -0.0137
(0.0154) |
-0.0929
(0.0853) |
| 常数项 | -0.2175***
(0.0532) |
-0.1953***
(0.0472) |
| 时间固定效应 | 是 | 是 |
| 个体固定效应 | 是 | 是 |
| 观测值 | 720 | 720 |
| LM值（P值） | 14.4533***
(0.0001) |
|
| Wald F值 | 53.7155 | |
| R2 | 0.1427 | 0.4785 |
注：括号内为标准误，***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著。
五、稳健性检验
为了进一步降低解释变量测量误差对回归的影响，本文将进一步利用替换解释变量的方式进行进行检验。上文中城商行数字化转型主要利用主成分分析的方法测度各个指标的权重，在稳健性检验中本文将进一步利用熵值法测度指标权重，以此重新测度城商行数字化转型指数，得到如表3中模型1所示的结果，不难发现在替换解释变量后，城商行数字化转型在1%的显著性水平下将提高经营效率，并且影响的系数为0.0115，和上文中基准回归结果相差较小，说明基准回归结果是稳健的。
2020年至2022年对我国经济产生较大影响，同时也对城商行的经营带来较大冲击。因此本文尝试剔除2020年、2021年和2022年3年样本，降低外部冲击对回归的影响，进一步检验城商行数字化转型对经营效率的影响。表3中模型2为相关回归结果，其中城商行数字化转型在5%的显著性水平下将提高经营效率，并且影响系数为0.0099，也和上文中的基准回归结果相差较小，进一步验证上文中基准回归结果是稳健的。
| 变量 | 替换解释变量（1）
经营效率（oe） |
剔除异常年份（2）
经营效率（oe） |
|---|---|---|
| 数字化转型（dt） | 0.0115***
(0.0042) |
0.0099**
(0.0049) |
| 总资产规模（ta） | 0.1294***
(0.0493) |
0.1154**
(0.0503) |
| 存贷比（ldr） | 0.0206***
(0.0051) |
0.0276***
(0.0074) |
| 非利息收入（niir） | 0.0183***
(0.0041) |
0.0195***
(0.0043) |
| 资本收益率（roc） | 0.0141***
(0.0039) |
0.0154***
(0.0047) |
| 拨备覆盖率（pcr） | -0.0054**
(0.0025) |
-0.0039**
(0.0019) |
| 地区发展水平（gdp） | -0.0105
(0.0113) |
-0.0124
(0.0135) |
| 地区产业结构（ic） | -0.0072
(0.0085) |
-0.0102
(0.0099) |
| 常数项 | -0.1439***
(0.0382) |
-0.1421***
(0.0365) |
| 时间固定效应 | 是 | 是 |
| 个体固定效应 | 是 | 是 |
| 观测值 | 720 | 504 |
| R2 | 0.5137 | 0.3542 |
注：括号内为标准误，***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著。
本节为城商行数字化转型影响经营效率的实证分析，在明确相关变量的测度方法以及数据来源的基础上，构建固定效应模型和中介效应模型，利用基准回归分析的方法检验城商行数字化转型和经营效率之间的相关关系，并利用内生性检验和稳健性检验的方法，确保基准回归结果的稳健性，利用中介效应模型检验发现资金成本和中间业务收入对城商行数字化转型影响经营效率，存在显著的中介效应。
六、政策建议
本文的实证分析发现城商行数字化转型和经营效率之间存在显著的正相关关系，城商行数字化转型中业务数字化转型和管理数字化转型可以显著提高经营效率。作用机理分析发现，城商行数字化转型可以降低资金成本，提高中间业务收入水平，从而进一步提高经营效率。基于以上研究发现，本文提出如下的对策建议，以期充分发挥城商行数字化转型的赋能作用，提高城商行经营效率。
（一）推动城商行业务数字化转型，提高经营效率
在业务数字化转型方面，加强城商行技术能力建设是基础，未来城商行需要进一步夯实数据基础，尤其是对于规模较大的城商行可以建立数据平台和一体化平台，提高城商行数据治理、应用能力，强化技术底座。同时借助数字化转型进一步升级手机银行、微信银行等线上互联网平台，通过线上线下融合的方式实现全渠道协同，并打造“千人千面”的个性化服务。加速数字技术和城商行业务的深度融合，加强数字技术研发投入，积极申请“金融+科技”相关的数字技术专利，助力城商行业务数字化转型。同时，积极的和各大电商平台开展合作，扩大城商行的业务范围，创新业务发展。
（二）推动城商行管理数字化转型，提高经营效率
在管理数字化方面，需要积极探索管理数字化升级。调整银行内部的组织结构，包括增加设立数字金融部等数字化相关的部门和子公司，借助数字化部门和科技子公司实施内部数字化创新。同时需要建立数字化转型的人才培养体系，为城商行高管以及各个部门的管理人员进行数字化培训，提高管理者的数字化意识。此外，积极引进金融+计算机相关的复合人才，提高城商行内部员工的数字素养，以此充分发挥城商行数字化转型的作用，赋能城商行提高经营效率。
（三）推动城商行数字化转型，降低资金成本
根据本文的理论和实证分析，城商行数字化转型可以提高存款吸收能力，降低城商行资金成本，从而降低城商行经营成本，提高经营效率。因此，未来城商行需要积极推动数字化转型，充分发挥数字化的赋能作用，提高金融覆盖广度和覆盖深度，降低资金成本。
（四）推动城商行数字化转型，提高中间业务收入
根据上述的理论和实证分析，发现城商行数化转型可以进一步丰富中间业务品类，提高中间业务收入，从而提高城商行盈利能力，提高经营效率。因此，未来城商行需要积极推动数字化转型，进一步丰富中间品类，提高盈利能力，从而提高经营效率。
参考文献：
- [1] 谢绚丽, 王诗卉. 中国商业银行数字化转型：测度、进程及影响[J]. 经济学(季刊), 2022, 22(06):1937-1956.
- [2] Farrell M J. The measurement of productive efficiency[J]. Journal of the royal statistical society series A: Statistics in society, 120(03):253-281.
- [3] 宋科, 郭一鸣, 徐蕾. 银行数字化转型存在“马太效应”吗——基于银行功能的经验阐释[J]. 中国工业经济, 2024(12):62-79.
- [4] 姬新龙. 数字化转型与商业银行风险承担——基于经营效率和收益结构视角的观察[J]. 现代经济探讨, 2025(06):29-39.
- [5] 张骏, 郭娜, 刘彦迪. 金融科技对银行风险的影响研究——基于流动性创造与经营效率的分析[J]. 南开经济研究, 2023 (11):90-109.