管理層持股、行長權力與城市商業(yè)銀行風險

喻微鋒

（西南財經(jīng)大學金融學院，四川成都 611130）

管理層持股、行長權力與城市商業(yè)銀行風險

喻微鋒

（西南財經(jīng)大學金融學院，四川成都 611130）

本文對31家城市商業(yè)銀行2006－2012年的微觀數(shù)據(jù)，采用面板技術實證分析了管理層持股對銀行風險的影響，以及行長權力在管理層持股對銀行風險影響中所起的作用。實證結果表明:城市商業(yè)銀行管理層持股能夠顯著地降低銀行風險;但城市商業(yè)銀行行長權力在管理層持股對銀行風險影響中所起的作用不明顯，城市商業(yè)銀行管理層持股對銀行風險的影響并沒有因行長權力的不同而表現(xiàn)出差異，始終能顯著地降低銀行風險。

管理層持股;行長權力;城市商業(yè)銀行風險

一、引 言

風險控制一直是銀行經(jīng)營的核心問題，理論研究者也試圖從不同角度對銀行風險進行細致的解釋。早期的研究根據(jù)Merton期權定價的思想，認為存款保險制度是造成銀行過度冒險的主要原因［1］。而Keeley認為競爭的加劇降低了銀行的特許權價值，從而導致了銀行的違約風險［2］。最近，越來越多的學者把注意力轉移到銀行高管薪酬激勵上，因為是銀行高管，而不是股東直接決定著銀行的投資策略與風險承擔［3］。尤其是東南亞金融危機以后，使人們進一步地認識到高管薪酬設置對金融機構風險控制的重要性，許多研究都認為金融機構高管薪酬激勵不當是導致此次危機的根源［4－5］。鑒于高管薪酬在風險控制中的重要性，中國銀監(jiān)會在2010中發(fā)布的《商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引》中，明確提出了銀行高管薪酬要與風險掛鉤，要充分發(fā)揮薪酬在銀行風險管控中的導向作用。但中國銀行業(yè)高管薪酬目前主要實施的是現(xiàn)金支付方式，只能起到短期激勵作用［6］。為了克服銀行高管的短期行為，激勵高管更注重銀行長期表現(xiàn)，中國銀行業(yè)從2004年開始對長期激勵方式進行了積極的探索。目前，以交通銀行為首的少部分商業(yè)銀行已對其高管實施了股權激勵，其他商業(yè)銀行也紛紛出臺各自的高管長期激勵計劃。銀監(jiān)會主席尚福林在2013年9月召開的中國銀行業(yè)協(xié)會第十三次會員大會上提出“要著力解決薪酬與風險不對稱問題，逐步探索試點股權激勵等中長期激勵方式”。但問題的關鍵是，對中國銀行業(yè)高管實施股權激勵能否像政策層期望的那樣，有效的降低銀行風險?因為有大量針對國外銀行業(yè)的研究表明，高管持股會顯著增加銀行業(yè)風險［7－8］。另外，部分學者已經(jīng)注意到銀行行長權力也會對風險產(chǎn)生影響。銀行高級管理人員，尤其是銀行行長，能夠利用自身的權力影響銀行的投融資決策，從而影響銀行風險［9］。對于中國銀行業(yè)來說，絕大部分銀行由政府控股，高管也基本上由政府以行政指定的方式任命，在委托—代理問題所造成的政府大股東監(jiān)管缺位的情況下，銀行高管普遍擁有較大的權力。因此，在這種情況下，對其實施股權激勵時，行長會為了提高其股票價值而采取更加冒險的經(jīng)營決策，還是行長會利用其擁有的權力采取更穩(wěn)健的投資策略以降低自身收入波動的風險?一直以來，由于受數(shù)據(jù)及樣本的限制，目前國內對于該問題的研究一直停留在理論探討的層面。本文以城市商業(yè)銀行為研究對象，在搜集了大量相關數(shù)據(jù)的基礎上，首次從實證角度對該問題進行研究，以期為我們正在進行的理論探討提供實證支持，同時也為銀行和監(jiān)管層下一步的薪酬制度改革提供借鑒經(jīng)驗。

二、文獻回顧及評述

在經(jīng)典的委托——代理框架下，企業(yè)經(jīng)理人會為了追求自身的利益最大化而使公司風險偏離最優(yōu)風險水平，高管薪酬作為解決委托——代理問題的一種有效手段可以激勵公司高管選擇最優(yōu)的投資策略與公司風險［10］。因此，眾多的學者對二者的關系進行了研究，Jensen和Meckling首先通過構建理論模型，從理論上論證了公司高管的股權合約可以激勵高管投資高風險高收益的項目［11］。他們的理論得到了學者們的實證支持，Defusco et al以美國非金融業(yè)公司為樣本，研究得出，公司股票收益率的方差隨著高管期權薪酬的增加而增加［12］。Rajgopal和Shevlin以美國石油和天然氣行業(yè)為樣本，也得出了相同的結論［13］。但是Low對美國特拉華州（Delaware）非金融行業(yè)的研究卻表明，管理層持股會降低公司風險［14］。但Chen et al認為，這些基于非金融行業(yè)的研究可能并不適合金融業(yè)，尤其是銀行業(yè)［7］。首先，Houston和James指出，銀行業(yè)的薪酬結構與非銀行業(yè)有顯著的差異［15］;其次，Smith和Watts的研究也表明，對于銀行業(yè)這種受到嚴格監(jiān)督的行業(yè)，其薪酬與風險之間的聯(lián)系會比未受監(jiān)管或監(jiān)管較少的行業(yè)要少，經(jīng)營及監(jiān)管環(huán)境上的差異最終會導致高管薪酬激勵效果的差異［16］。

關于銀行高管薪酬與風險之間的研究遠沒有上面豐富，Houston和James通過把銀行與非銀行公司高管薪酬進行對比后得出，銀行高管薪酬中有較少比例的股權和期權激勵，銀行高管薪酬也沒有像理論預期的那樣增加了銀行風險［15］。但是Saunders et al的研究卻表明，銀行管理層持股能顯著的增加銀行風險［17］。Chen et al研究了高管期權激勵與銀行風險之間的關系后也發(fā)現(xiàn)，期權增加了銀行高管的冒險行為［7］。Hagendorff和Vallascas從銀行并購的角度對二者的關系進行了研究，結果顯示銀行并購使高管“薪酬—風險敏感度（vega）”升高，高的vega也會進一步地激勵銀行承擔風險［18］。Anderson和Fraser的研究也揭示管理層持股是銀行風險的決定性因素［3］。DeYoung et al也認為，銀行高管薪酬與風險之間有很強聯(lián)系［8］。

Victoravich et al指出，高管薪酬對銀行風險的影響可能會受到銀行行長權力的影響［19］。只有權力較強的行長才能夠利用其權力對抗董事會與銀行大股東的監(jiān)督，從而謀求自己的利益最大化。在行長權力較弱的情況下，銀行最終的投資決策由董事會決定［9］。即使行長因自己的個人投資組合過于集中而打算采取穩(wěn)健的投資策略，在銀行股東通過增加銀行風險可以使自己獲益的情況下，代表銀行股東利益的董事會仍會采取冒險的投資策略。反之，如果行長權力較大，就可以通過限制董事會信息的獲取或者通過“精選”董事會成員等方式來做出最有利于高管、而不是銀行股東的經(jīng)營決策［9］。

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，國內僅有的幾篇文獻也都是從貨幣薪酬的角度對二者的關系進行了研究，且研究的結論很不一致。蔣海，等的研究認為，中國上市銀行高層薪酬只激勵了銀行業(yè)績，而對風險控制無影響［20］。宋清華和曲良波卻認為，商業(yè)銀行高管薪酬與風險呈非線性的倒U型關系，高管薪酬在提升銀行業(yè)績的同時也加劇了銀行風險［21］。洪正和郭培俊則認為對于高管薪酬也要同時考慮誘導努力和風險控制［22］。

總體上，國內學者對銀行高管薪酬與風險之間的關系關注較少，以下三方面尚待完善:（1）僅對貨幣薪酬與銀行風險的關系進行了研究。而對銀行業(yè)高管實施股權激勵等長期激勵方式是中國銀行業(yè)接下來薪酬改革的重頭戲。因此，相對于貨幣薪酬，研究管理層持股激勵對銀行風險的影響具有更重要的現(xiàn)實意義。（2）研究視角上，忽略了行長權力可能對高管薪酬與銀行風險之間的影響。唯一與我們研究視角相同的是位華的工作，但是位華的研究存在很明顯的內生性問題，研究結論值得商榷［23］。（3）研究方法存在較強的內生性。由于高管薪酬與風險之間經(jīng)常通過公司的投、融資政策相互影響，要嚴格單獨區(qū)分二者之間的關系是很困難的，因此，計量的內生性問題成為研究二者關系最核心的問題，這也是實證研究結論不一致，甚至結論相反的主要原因［24］。本文從以下兩個方面對內生性問題進行處理:一是借鑒Low的思路，選擇某一外生沖擊事件（如外生制度改變）處理該內生性問題［14］。當尋找合適的工具變量存在很大困難時，選擇一個合適的外生事件則成為解決內生問題的核心。本文選擇城市商業(yè)銀行“城市信用社改制”這一制度轉變作為外生事件。二是在計量方法上，進一步地考慮可能存在的內生性問題，本文把靜態(tài)面板模型擴展到動態(tài)面板模型，以可能存在內生性變量的滯后項為工具變量，采用系統(tǒng)GMM估計方法來克服可能存在的內生性問題。

三、城市商業(yè)銀行管理層持股:一個較好的外生“事件”

由上面的分析可以知道，在實證研究中，由于高管薪酬與銀行風險之間常常相互影響而使計量結果存在嚴重的內生性。在嚴格區(qū)分二者關系較為困難的情況下，Low選擇一個較好的外生沖擊事件被認為是處理該內生性問題較好的辦法，合適的外生事件的選擇成為研究結論是否可靠的根本性問題［14］。我們認為，在城市商業(yè)銀行發(fā)展歷程中，其高管在“城市信用社改制”后持有的股票為本文的研究提供了一個較好的“外生沖擊事件”。

從目前城市商業(yè)銀行高管持股的來源看，絕大部分城市商業(yè)銀行高管是通過城市信用社改制時“員工持股計劃”方式獲得，極小部分是高管個人從二級市場市場買入。顯然，通過城市信用社改制時獲得的股票，與高管薪酬“為激勵高管承擔最優(yōu)的銀行風險而授予高管股票”有本質的差別。城市商業(yè)銀行在改制時實行“員工持股計劃”，主要是為了解決城市商業(yè)銀行發(fā)展過程中融資困難問題［25］，而與城市商業(yè)銀行的績效及風險無關。其后，除了北京銀行、寧波銀行及南京銀行這三家上市城市商業(yè)銀行對高管實施短暫的持股激勵外，其他的城市商業(yè)銀行并沒有對其高管實施任何形式的股權激勵。因此，銀行風險對高管這部分股票的持有并沒有影響或者影響非常小。另外，雖然高管個人從二級市場買入股票時可能會考慮到銀行的業(yè)績及風險情況。但一方面，中國的《公司法》等法律對銀行高管買賣股票有較嚴格的限制。另一方面，在城市商業(yè)銀行絕大部分沒有上市的情況下，買賣股票的交易成本也會較大。所以，我們認為，對于城市商業(yè)銀行，銀行風險對管理層持股幾乎沒有影響或者影響非常微弱。反過來，既然城市商業(yè)銀行高管持有銀行股票，又在自由轉讓較困難的情況下，其持有股票的價值就成為其薪酬的一個重要組成部分，甚至是其最重要的收入來源①另一個可以參考的例子是，寧波銀行董事長陸華裕2009年減持股票數(shù)量為100萬股，按當時的價格計算，其減持股票所得收入超過了1100萬元，是其當年現(xiàn)金薪酬的6.24倍。［26］。作為理性的城市商業(yè)銀行高管，出于自利，就會考慮銀行風險改變對其持有的股票價值的影響。因此，管理層持股通過改變高管收入來影響高管的投、融資決策，從而影響城市商業(yè)銀行風險，在這一點上，管理層持股所起的作用與一般的股權激勵無異。

總之，我們認為，在城市商業(yè)銀行管理層持股與銀行風險關系中，由于管理層持有的股票主要是因為城市商業(yè)信用社股份制改革這一“外生事件”而獲得，與真正意義上高管通過與銀行業(yè)績及風險掛鉤的薪酬激勵方式獲得股票有本質的區(qū)別，再加之法律對高管自由轉讓股票的嚴格限制及中國金融市場的不完全，因此，銀行風險對高管持股沒有影響或者影響非常微弱;但既然城市商業(yè)銀行高管持有股票，則持有的股票價值就成為其收入來源的重要組成部分，出于自利，高管就會通過選擇使自己收入最優(yōu)的銀行風險水平以使自身利益最大化，因此，高管持股就會通過收入途徑對銀行風險產(chǎn)生影響。正是由于在特殊的制度背景下導致了城市商業(yè)銀行管理層持股與真正意義上的高管薪酬持股激勵有本質的區(qū)別。所以，本文認為，對于中國銀行業(yè)高管薪酬與銀行風險之間的研究，城市商業(yè)銀行管理層持股是一個較好處理二者內生性的“外生事件”。

四、理論基礎與研究假說

關于管理層持股與銀行風險之間的關系，理論界有兩種相反的解釋。風險承擔理論認為，銀行管理者在經(jīng)營銀行時，就已經(jīng)把最珍貴的人力資本與銀行風險緊密聯(lián)系［27］，管理者持股使銀行高管個人投資組合更加集中，會激勵銀行高管采取更加穩(wěn)健的投資策略以降低自身收益的風險［10］。但道德風險理論卻認為，管理層持股使得高管與股東利益一致［7］，由于銀行本身的高杠桿及風險易轉移性［28］，股東與持股高管可以把風險轉移給債券人而使自己受益，因此管理層持股加劇了銀行經(jīng)營的風險［8］。

這兩種解釋都得到了實證文獻的支持，在具體的研究中，二者之間究竟是何種關系，主要取決于銀行高管的“薪酬－業(yè)績敏感度（delta）”，隨著delta的提高，銀行高管會變得更加厭惡風險，從而采取保守的投資策略［8］。由于數(shù)據(jù)的限制，我們沒辦法對城市商業(yè)銀行高管的delta進行測算。但是根據(jù)喻微鋒和方紅艷的研究，對于中國城市商業(yè)銀行高管，由于其持股比例相對較大，在其薪酬構成中，相對于現(xiàn)金薪酬，持有股票的價值已成為城市商業(yè)銀行高管最重要的收入來源［26］。在個人投資組合變得更加集中的情況下，相對于銀行股東能夠通過資本市場多元化投資來分散風險，銀行高管只能在銀行公司層面分散風險［29］，因此銀行高管也會更加厭惡風險［7－10］，出于自利，理性的城市商業(yè)銀行高管會選擇穩(wěn)健的投資策略，以規(guī)避個人收入的風險。位華的研究也表明，在一定的情況下，城市商業(yè)銀行高管持股會顯著地減低城市商業(yè)銀行的不良貸款率［23］。由此，提出本文的第一個假設:

H1:城市商業(yè)銀行高管持股能顯著的降低城市商業(yè)銀行風險。

由所有權和經(jīng)營權分離所產(chǎn)生的委托—代理問題使銀行高管與股東之間出現(xiàn)利益沖突，即使對管理層實行股權或期權激勵，由于股東更容易分散個人投資組合風險，銀行高管與股東的利益也不會真正一致［9，29］。在雙方利益沖突的情況下，銀行高管與股東都希望通過建立有利于自己的銀行公司治理結構，從而做出有利于自己利益最大化的投資決策。對于銀行高管來說，能否做出最有利于自己的投資決策主要取決于其擁有權力的大?。?，19］，因為只有CEO權力足夠大時，才能通過限制董事會的信息獲取來規(guī)避董事會的監(jiān)督［9］。所以，管理層持股與銀行風險的關系可能會受到CEO權力的影響，持股比例較高但權力較弱的銀行CEO可能不能采取穩(wěn)健的投資策略以降低其收益的風險;同樣，持股比例較低但權力較強的銀行CEO則沒有動機增加銀行風險使銀行價值最大化;只有持股比例高，且CEO權力強的銀行才最可能選擇風險較小的投資項目［9］。因此，本文的第二個假說如下:

H2:管理層持股對城市商業(yè)銀行風險的影響因城市商業(yè)銀行行長權力的不同而不同，行長權力越大，管理層持股越能降低城市商業(yè)銀行風險;行長權力越小，管理層持股越不能對城市商業(yè)銀行風險產(chǎn)生影響。

五、研究設計

（一）變量選擇

1.管理層持股代理變量。在股權激勵與風險關系的文獻中，衡量管理層股權激勵較常用的指標是“薪酬－風險敏感性［8］”，但在本文的研究中，由于絕大部分城市商業(yè)銀行沒有上市，我們不能得到管理層所持股票的市場價值。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用國內大多數(shù)學者的處理辦法，用銀行高級管理人員的總體持股數(shù)占銀行總股本的比率（stock）作為管理層持股的代理變量［30］。

2.行長權力代理變量。已有的對行長權力指標的選擇各不一樣，總體上，指標的選擇涉及到兩個方面的內容，一是從行長自身的特征直接描述行長所擁有的權力，二是從董事會的角度間接來定義行長權力。在本文的實證研究中，我們對行長權力指標的選擇主要參考Pathan及權小鋒和吳世農(nóng)的研究，從行長自身的特征出發(fā)，設置三個虛擬變量來衡量城市商業(yè)銀行行長權力［9，31］:①銀行行長是否同時兼任董事長（兼任取1，否則取0），行長如果兼任董事長，就會限制遞交給董事會的信息及確定董事會討論的議題，因此，行長兼任董事長會使行長權力高度膨脹;②行長是否是銀行董事會成員（是取1，否則取0），當行長同時在董事會中任職時，則他對董事會決策的影響要比其他高管大很多，因此，行長是董事會成員時，權力也越大;③行長任期，一般情況下，行長任期越長，越能夠在銀行建立起深厚的人脈關系及形成自己的管理團隊，越能夠對抗董事會的監(jiān)督。因此，行長任期越長，則其權力越大。但由于數(shù)據(jù)的可得性，絕大部分城市商業(yè)銀行都沒有明確披露行長任期的情況，我們采用行長的年齡對該指標進行替代，因為在中國目前官員“只上不下”的晉升體制下，年齡越大的行長其任期也將越長，行長年齡與任期有很強的相關性。具體操作上，如果行長年齡超過了樣本中位數(shù)，則取1，否則為0。這三個指標各從不同側面反映了城市商業(yè)銀行行長權力，我們首先鑒權小鋒等，Victoravich et al的研究思路，把這三個分指標數(shù)值相加總構成綜合行長權力指標（power）作為本文行長權力的主要指標［19，32］。同時還從以下兩個方面定義行長權力作為本文的輔助變量進行穩(wěn)健性測試:首先參考權小鋒等，Victoravich et al的研究，從董事會角度選擇董事會規(guī)模（大于樣本中位數(shù)取1，否則取0，董事會規(guī)模越大，董事越難達成一致協(xié)議，行長權力越大），獨立董事比例（小于樣本中位數(shù)取1，否則為0）及內部董事人數(shù)（大于樣本中位數(shù)為1，否則為0，內部董事人數(shù)越多，獨立董事越不能進行嚴格監(jiān)督，行長權力越大）三個方面來間接衡量行長權力，同樣，我們以這三個分指標數(shù)值加總構成綜合行長權力指標powerdi作為行長權力的替代指標進行穩(wěn)健性測試［19－32］;其次，按照Pathan的思路，我們分別以這6個分指標作為行長權力的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗［9］。

3.銀行風險代理變量。已有的實證文獻中，衡量銀行風險的指標主要有Z指數(shù)，風險加權資產(chǎn)比率、股票收益率的波動率、預期違約頻率及不良貸款率［14，33－34］。股票波動率及預期違約頻率雖然能較好的衡量銀行風險，也是國外學者常采用的指標，但由于中國目前銀行違約的數(shù)據(jù)幾乎沒有，再加之本文的研究中，絕大多數(shù)城市商業(yè)銀行沒有上市，因此，這兩個指標不適合本文的研究。Z指數(shù)衡量的是銀行的破產(chǎn)風險，在中國目前隱性保險制度下，銀行幾乎不存在破產(chǎn)的可能。因此，本文與Delis和Kouretas，方意等的研究相同，采用風險加權資產(chǎn)比率（risk）作為主代理變量來衡量城市商業(yè)銀行風險［34－35］。同時，以不良貸款率（npl）為輔代理變量進行穩(wěn)健性分析。風險加權資產(chǎn)比率在數(shù)值上等于銀行風險資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比。但是不管是樣本銀行公布的年報還是bankscope數(shù)據(jù)，風險加權資產(chǎn)比率及銀行風險資產(chǎn)數(shù)據(jù)都缺失非常嚴重，為此，我們首先采用方意等的處理辦法，采用間接法先獲得銀行風險加權資產(chǎn)。銀行風險加權資產(chǎn)=總權益/資本充足率［35］。這樣我們就可以間接得到銀行風險加權資產(chǎn)比率（risk）。而不良貸款率數(shù)據(jù)我們可以從銀行年報與bankscope數(shù)據(jù)庫中獲得。

4.其他控制變量。為了使研究結論更可靠，我們還必須控制其他影響銀行風險的變量，包括銀行微觀特征變量與宏觀經(jīng)濟變量①在微觀控制變量中，所有權和規(guī)模都可能是影響銀行風險的重要變量，但由于中國的銀行基本上都是由政府控股，為減輕共線性對結果的影響，我們借鑒徐明東和陳學彬的處理方法，本文只控制了銀行規(guī)模［37］。。根據(jù)前人的研究，銀行微觀變量我們控制了銀行資產(chǎn)規(guī)模（size，用銀行資產(chǎn)的對數(shù)表示），資產(chǎn)收益率（roa，凈利潤與銀行資產(chǎn)總額之比表示），財務杠桿（lever，總權益資本與銀行總資產(chǎn)之比表示），市場競爭程度（comp，各城市商業(yè)銀行貸款占總部所在城市貸款比值表示），第一大股東持股比例（share，銀行第一大股東持股占總股本的份額）。資產(chǎn)規(guī)模及收益率與銀行風險的關系并不確定［34－35］，銀行資產(chǎn)規(guī)模越大，其投資也越分散;但同時大型銀行因“大而不倒”所產(chǎn)生的道德風險加劇了銀行冒險的動機。較低的資產(chǎn)收益率往往意味著銀行采取較穩(wěn)健的投資策略，承擔較低的風險，但是較低的資產(chǎn)收益率也會激勵銀行為改善盈利情況而承擔高風險;第一大股東持股比例與銀行風險之間的關系也有兩種不同關系:一種觀點認為，第一大股東持股比例越高，越能克服中小股東在監(jiān)督方面的“免費乘車”問題，提高銀行的監(jiān)督效率，從而顯著降低銀行風險;而另一種觀點認為，在銀行股東易把風險轉移給債權人的情況下，第一大股東持股比例越大，越能對銀行管理層施加足夠的控制，迫使管理層增加銀行風險而使自己受益。其他控制變量中，我們預期財務杠桿與銀行風險負相關［7］，因為權益資本越高，股東冒險的動機越弱。市場競爭程度與銀行風險正相關［36］，因為銀行競爭越激烈，銀行的利潤率及特許權價值越低，越能鼓勵銀行冒險。

在宏觀經(jīng)濟變量中，我們控制了城市商業(yè)銀行總部所在市的人均 GDP（avgdp）、GDP增長速度（ragdp）及貨幣政策（mp）。在分稅制背景下，地方政府面臨較大的財政收支缺口，為了緩解財政收支壓力，發(fā)展地方經(jīng)濟，地方政府會強迫轄區(qū)內的城市商業(yè)銀行發(fā)放貸款，從而導致城市商業(yè)銀行不良貸款率上升，因此，我們預期，經(jīng)濟發(fā)展水平越高地方，其對貸款需求越大，地方政府對城市商業(yè)銀行干預力度也越大，城市商業(yè)銀行不良貸款率會越高。而貨幣政策與銀行風險負相關［35］，寬松的貨幣政策會通過收入效應、資產(chǎn)替代效應等使銀行收入和利潤增加，從而降低銀行對風險的感知能力，最終增加了銀行風險。

（二）數(shù)據(jù)來源

對于中國城市商業(yè)銀行的研究，面臨最大的困難是數(shù)據(jù)收集難度大，可獲得性較低。我們首先從中國人民銀行網(wǎng)站上查詢到截止到2013年12月31日登記在冊的城市商業(yè)銀行目錄，然后通過bankscope數(shù)據(jù)庫，各城市商業(yè)銀行公布的銀行年報及銀行發(fā)行次級債券時審計公報，共收集到130余家城市商業(yè)銀行2006－2012年近700份銀行年報，首先我們剔除沒有公布管理層持股數(shù)據(jù)的樣本，然后再根據(jù)下文實證的需要，再從中剔除連續(xù)時間不超過3年的樣本，最終我們得到31家城市商業(yè)銀行非平衡面板數(shù)據(jù)。其中上市銀行3家，非上市銀行28家;在區(qū)域分布上，東部地區(qū)22家，中部地區(qū)4家，西部地區(qū)5家。

（三）模型構建

根據(jù)前面的論述，對于假設1的檢驗，我們首先建立如下的面板計量模型:

其中，controli，t表示上文所示的銀行微觀與宏觀經(jīng)濟的控制變量，μi為個體效應，εi，t為隨機擾動項。其他變量的含義與上文相同。

而對于假設2的檢驗，我們參考方意等及徐明東和陳學彬的做法［35，37］，在（1）式的基礎上添加管理層持股與行長權力的交叉項stocikit×powerit，面板計量模型如下:

在該式中，我們重點關注的是β2符號及顯著性，如果β2顯著為負，則說明管理層持股對銀行風險的影響隨銀行行長權力的不同而存在顯著的差異。行長權力越大，管理層持股比例越高越能夠降低銀行風險。

另外，在接下來的回歸分析中，為了進一步地檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本文從以下兩方面對基準模型進行了拓展:

1.根據(jù)Delis和Kouretas的研究，銀行風險可能具有持續(xù)性的特點［34］。另外，進一步考慮管理層持股及其他微觀控制變量可能存在的內生性問題，上面的基準模型估計可能存在偏誤。因此，我們參考Delis和Kouretas，方意等的工作，分別將（1）與（2）式拓展為如下的動態(tài)面板模型［34－35］:

2.分別以不良貸款率（npl）作為風險加權資產(chǎn)比率（risk）的替代變量，以從董事會角度定義的行長權力（powerdi）作為從行長自身特征定義的行長權力（power）的替代變量進行回歸分析。

六、實證結果及分析

（一）靜態(tài)面板分析

由于數(shù)據(jù)之間存在異方差與自相關，因此我們用靜態(tài)面板技術進行估計時，采用面板GLS模型進行分析。由于變量較多，在回歸分析前，我們首先采用方差膨脹因子法對變量之間進行多重共線性診斷，結果顯示所有解釋變量的方差膨脹因子均小于10，說明解釋變量之間并不存在嚴重的多重共線性。模型回歸結果見表1:

模型的（1）—（3）列以風險加權資產(chǎn)比率（risk）作為銀行風險的代理變量，（2）—（4）列以不良貸款率（npl）為銀行風險的另一代理變量對模型進行穩(wěn)健性測試。從（1）（4）列可以看出，不管采用何種風險指標，管理層持股變量都在1%的臨界值下顯著為負。這表明，對于城市商業(yè)銀行來說，管理層持股能顯著降低銀行風險，也為第一個研究假說提供了初步的實證支持:在城市商業(yè)銀行管理層持股份額較大的情況下，高管個人的投資組合變得更加集中，處于自利及規(guī)避風險的需要，銀行高管會選擇穩(wěn)健的投資策略以降低自身收入的波動風險。

而對于假說2的驗證，我們先看第（2）（5）列的回歸結果，同樣，在兩種銀行風險指標中，管理層持股與行長權力的交叉項stock*power前的系數(shù)都沒有通過相應的顯著性檢驗，而管理層持股變量此時仍然都在1%的臨界值下顯著為負。進一步地，考慮到管理層持股與銀行風險之間的關系對行長權力指標的敏感性，我們在（3）（6）列中用從董事會角度定義的行長權力powerdi替代power，構建管理層持股與行長權力的另一個交叉項stock*powerdi。（3）（6）列的回歸結果表明，管理層持股變量（stock）與交叉性（stock*powerdi）系數(shù)的符號及顯著性與前面并無實質性的差別。這說明文章的假說2并沒有獲得實證的支持，對于城市商業(yè)銀行來說，其管理層持股對銀行風險的影響并沒有因行長權力的不同而有所差異，也就是說，不管行長的權力如何，城市商業(yè)銀行管理層持股都能夠顯著的降低銀行風險。

表1 靜態(tài)面板回歸表

（二）動態(tài)面板分析

由論述知，銀行風險可能具有持續(xù)性。同時，我們進一步考慮管理層持股（stock）變量及在控制變量中，財務杠桿（lever）、資產(chǎn)收益率（roa）及市場競爭程度（comp）都可能存在內生性問題，此時靜態(tài)面板模型估計可能存在有偏性。為此，對假說1和假說2進行檢驗，這里采用動態(tài)面板模型進行估計。主要有兩種估計方法，一是Arellano和Bond提出差分廣義矩（Difference GMM）估計法［38］;二是 Blundell和Bond提出的系統(tǒng)廣義矩（System GMM）估計方法［39］。當解釋變量在時間上有持續(xù)性時，系統(tǒng)GMM估計比差分GMM估計更有效。因此，本文采用系統(tǒng)GMM估計方法對模型（3）與模型（4）進行檢驗。對動態(tài)面板模型的使用需要通過兩個重要的檢驗:一是要對干擾項序列相關性進行檢驗，要求干擾項一階序列相關而二階序列不相關，對于系統(tǒng)GMM，其一階干擾項必然存在相關性，因此只需要對其二階序列的相關性進行檢驗，若存在二階序列相關，則表明工具變量的選擇不合理;二是要進行過度識別檢驗，通常采用Sargan檢驗與hansen檢驗對動態(tài)面板模型工具變量的有效性進行檢驗，其原假設為選擇的工具變量都是有效的。由于數(shù)據(jù)存在異方差，所以采用hansen檢驗對模型工具變量的有效性進行檢驗。我們對其的設置做如下的處理:把宏觀經(jīng)濟控制變量、行長權力虛擬變量及銀行規(guī)模作為嚴格外生變量，將風險加權資產(chǎn)比率（或者不良貸款率）及其他變量均作為弱外生變量，用弱外生變量的滯后項作為自身的工具變量參與回歸。結果見表2，（1）—（6）列AR（2）統(tǒng)計量所對應的p值表明6個回歸式擾動項均不存在二階自相關，而hansen檢驗也不能拒絕工具都有效的原假設。因此，我們使用的系統(tǒng)GMM估計是有效且可靠的。

表2 動態(tài)面板回歸結果表

從表2的動態(tài)面板回歸的結果看，（1）（4）列的結果顯示，同靜態(tài)面板回歸結果一樣，在兩種銀行風險指標下，管理層持股都在10%的臨界值下顯著為負，再一次佐證了假說1:城市商業(yè)銀行管理層持股顯著地降低了銀行風險。當添加了管理層持股與行長權力的交叉項stock*power以后，（2）（5）顯示，該交叉項在兩種銀行風險變量下都沒有通過顯著性檢驗;同樣，為了保證動態(tài)面板回歸結論的穩(wěn)健性，我們在（3）（6）列中又重新構建了管理層持股與行長權力的另一個交叉項stock*powerdi，結果顯示，該交叉項仍然沒有通過顯著性檢驗。再次說明，對于城市商業(yè)銀行來說，其管理層持股與銀行之間的關系并不會因為行長權力的不同而存在差異。

本文的靜態(tài)面板與動態(tài)面板估計結果均顯示，城市商業(yè)銀行管理層持股能夠顯著降低銀行風險，但是這種關系并沒有如假說2所預期的那樣因為行長權力的不同出現(xiàn)差異。實證結果之所以會與理論預期不一致，主要是因為對于城市商業(yè)銀行來說，各個銀行行長的權力并沒有實質性的差異。在銀行小股東（存款人）監(jiān)管缺位的情況下，Levine指出，對銀行高級管理人員形成有效監(jiān)督是銀行董事會及大股東［40］。在中國，絕大部分城市商業(yè)銀行行長都是政府任命的，這直接導致了董事會對銀行高級管理人員無法制衡的局面［41］，再加之城市商業(yè)銀行獨立董事大多來源于與股東有關聯(lián)的單位，很難保持獨立性［42］，導致了董事會基本上通過聽取行長報告來決定銀行重大事情［41］。在董事會監(jiān)督上，相似的公司治理結構決定了幾乎所有城市商業(yè)銀行行長權力都沒有受到有效的制衡。在大股東控制方面，絕大部分城市商業(yè)銀行控股股東為當?shù)卣?3］，政府股東因“所有者缺位”造成了城市商業(yè)銀行行長普遍的強權?？傊捎诔鞘猩虡I(yè)銀行面臨相同性質的控股股東和相似的公司治理結構，行長權力并沒有因銀行不同而所有差異。在其持有股票價值成為其主要收入來源的情況下，城市商業(yè)銀行行長會利用其擁有的權力，通過采取穩(wěn)健的投資策略來分散自身收入的風險。這種關系并不會因行長權力不同而不同。不管是表1的靜態(tài)面板估計結果還是表2的動態(tài)面板估計結果都顯示，管理層持股與銀行風險之間的關系基本都顯著為負，但是所有的行長權力與交叉項的系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗。這也從側面反映出建立完善的銀行公司治理結構的重要性。

七、穩(wěn)健性檢驗

這里我們進一步從以下三方面對文章結論進行了穩(wěn)健性檢驗:其一，由于北京銀行、寧波銀行及南京銀行實行過短暫的股權激勵，其管理層持股來源與非上市的城市商業(yè)銀行有差異，為了排除上市銀行對計量結果可能的影響，我們把上市銀行從樣本中去掉，研究結論與上面完全一致。其二，考慮到數(shù)據(jù)樣本較少可能產(chǎn)生的偏誤，在面板回歸中采用自助法，用bootstrap進行抽樣得到穩(wěn)健標準差，關鍵變量的顯著性及符號也與上面完全一致。其三，借鑒pathan的方法，分別采用6個分指標分別作為行長權力的替代指標［9］，按照上面的方法重新進行了回歸。除了董事規(guī)模（bs）外，其他分指標回歸方程的關鍵變量的顯著性與符號也與上面完全一致。

八、結論與啟示

本文基于31家城市商業(yè)銀行2006－2012年的銀行微觀數(shù)據(jù)，實證分析了管理層持股對銀行風險的影響，以及行長權力在管理層持股對銀行風險影響中所起的作用。無論是基于靜態(tài)面板還是動態(tài)面板，實證結果都表明:雖然在理論上股權激勵對銀行風險有兩種不同的結果，但是城市商業(yè)銀行管理層持股能夠顯著地降低銀行風險;由于相似的銀行公司治理結構導致了各城市商業(yè)銀行之間行長權力并沒有實質性的差異，最終導致了城市商業(yè)銀行行長權力在管理層持股對銀行風險影響中所起的作用不明顯，城市商業(yè)銀行管理層持股對銀行風險的影響并沒有因行長權力的不同而表現(xiàn)出差異，始終能顯著地降低銀行風險。

本文的研究結論具有明顯的政策啟示，對于中國銀行業(yè)高管薪酬的改革，我們不僅僅要通過薪酬合約激勵高管努力提升銀行業(yè)績，還應該要充分發(fā)揮高管薪酬對銀行風險管控的導向作用，要建立起

與風險相聯(lián)系的高管薪酬體系。除了通過制定“績效薪酬延期追索、扣回”機制來控制銀行風險。本文的實證結果還顯示，對銀行高管建立起股權薪酬等長期激勵方式的重要性。尤其是在中國銀行業(yè)整體資產(chǎn)質量不容樂觀的情況下，通過借鑒西方發(fā)達國家的成功經(jīng)驗，盡快對銀行高管真正實施限制性股票、股權激勵及期權激勵等多種激勵方式，將是中國銀行業(yè)薪酬改革的下一個方向。

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The Management's Stockholding，the Power of Banks'Presidents and the Risks of the City Commercial Banks

YU Wei－feng
（School of Finance，Southwest University of Finance and Economics，Chengdu611130，China）

This paper is based on the micro data of31 city commercial banks from2006 to2012.By using panel data，we empirically analyze the effects of the management's stockholding on the risks of banks and the roles played by the power of banks'presidents in the effects of the management's stockholding on the risks of banks.The empirical results show that the management's stockholding of city commercial banks can significantly reduce the risks of banks.But the roles played by the presidents of city commercial banks in the effects of the management's stockholding on the risks of banks are not significant.The effects of the management's stockholding on the risks of banks can always significantly reduce the risks of banks without performing differently because of different powers of banks'presidents.

Management's Stockholding;Power of Banks'Presidents;Risks of City Commercial Banks

A

1002－2848－2014（04）－0101－10

2014－04－06

中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項資金，項目名稱:中國銀行業(yè)薪酬激勵有效嗎?—基于資產(chǎn)配置的視角（編號:JBK1407017）。

喻微鋒（1982－），湖南省武岡市人，西南財經(jīng)大學金融學院博士研究生，研究方向:商業(yè)銀行經(jīng)營與管理。

責任編輯、校對:郭燕慶