外資參股、董事會特征與商業銀行經營績效
——基于中國121家商業銀行的實證分析

劉家松，張 博，羅 琦

(1.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073；2.中央財經大學金融學院，北京 100081；3.荷蘭蒂爾堡大學提亞斯商學院，荷蘭 蒂爾堡 5037 AB)

1 引言

董事會是公司治理的核心，商業銀行境外引資并鼓勵外資股東派駐董事，可達到完善公司治理提高經營績效之目的。如2006年12月，花旗銀行以20%的持股比例參股廣發銀行并派駐了6名董事。根據廣發銀行公布的年報數據分析，2007—2012年花旗銀行持股期間，廣發銀行的資本充足率從7.14%逐步上升至11.27%，不良貸款率從4%大幅度降至1.48%，總資產收益率也由0.66%逐步增長至1.08%。然而，也有商業銀行境外引資并鼓勵外資股東派駐董事，并沒有達到完善公司治理提高經營績效之目的。如新加坡華僑銀行自2006年1月參股寧波銀行以來數次增持，持股比例從最初的12.2%增至2017年末的近20%，成為寧波銀行第二大股東，并在董事會中派駐了1名董事。根據寧波銀行公布的年報數據分析，2007—2017年，寧波銀行的資本充足率從21%大幅下降至13.58%，不良貸款率反而從0.36%大幅上升至0.82%，總資產收益率也由1.44%漸漸下降至0.97%。

那么，中資銀行境外引資為什么會出現截然不同的效果？相比與未引資銀行，引資商業銀行的公司治理能力和經營績效是否得到了提高？在引資商業銀行中，隨著外資股東參與中資銀行董事會治理程度的變化，中資銀行的董事會特征與經營績效的關系究竟會受到怎樣的影響？商業銀行如何通過境外引資完善公司治理提高經營績效？諸如此類的問題均是中資銀行境外引資亟待解決的重大現實課題。

目前國內外學者對相關問題的研究，主要集中在外資參股與銀行經營績效以及董事會特征與銀行經營績效兩方面。

關于外資參股與銀行經營績效的關系，現有研究主要是從外資是否參股、外資持股比例及持股時間等三方面進行的。(1)Garcia-Herrero和Santabarbara[1]以82家中資銀行為樣本，考察了外資參股對中資銀行經營績效的影響，結果發現，外資參股提高了中資銀行的稅前資產利潤率；然而，孫艷杰和孫兆斌[2]以16家境外引資商業銀行為樣本，研究發現外資參股并不能提高中資銀行的盈利能力。(2)劉遠亮和葛鶴軍[3]以中國銀行業中存在3年以上外資參股的銀行為樣本，實證結果顯示外資持股比例與銀行的資產收益率存在正相關關系；何蛟等[4]運用隨機前沿法，研究發現中資商業銀行引入境外戰略投資者后成本效率和利潤效率顯著提升。然而，Lensink等[5]使用系統廣義矩估計法研究外資持股比例與銀行績效的關系，結果發現外資持股比例的提升反而降低了銀行績效。(3)劉少波等[6]基于我國A股市場2006—2011年度16家銀行的面板數據進行實證研究后發現，外資進入我國商業銀行后在短期內能促進經營績效的提升，但對長期績效存在顯著的負面影響；劉家松和聶寶平[7]的研究結果表明，外資持股時間與銀行績效呈“倒U型”關系。

系統梳理國內外相關文獻可以發現，現有研究雖然成果豐富，但并沒有達成共識且存在一定局限。相比于現有研究，本文貢獻主要體現在：

(1)研究視角全面。現有研究局限于對外資參股與銀行績效或董事會特征與銀行績效等兩兩變量之間關系的分離研究，缺乏將三者結合起來進行綜合研究的視角。本文首次將外資參股、董事會特征和銀行績效納入同一分析框架，從而可全面考察外資參股對董事會特征與銀行績效關系的調節作用。

(2)關鍵變量考察深入。現有研究對外資變量的考察局限于持股比例與持股時間，對董事會特征的考察局限于部分特征，對商業銀行經營績效的考察局限于單一指標，導致研究結論不一致。本文對外資變量的考察深入到董事會層面，對董事會特征的考察囊括了全部特征，對商業銀行經營績效的考察同時采用了ROA指標與ROE指標，從而可深入分析外資參股對董事會特征與銀行績效關系的調節作用。

(3)在運用固定效應模型和手工收集面板數據的基礎上，采用了分組比較研究方法?，F有研究多采用普通OLS回歸模型進行參數檢驗，研究對象多局限于上市商業銀行的截面數據且僅采用了縱向比較分析方法，實證結果普適性和可信性較差。本文運用固定效應模型進行參數估計，通過Hausman檢驗，研究對象通過手工收集面板數據拓展至121家商業銀行，采用分組比較研究方法，從橫向和縱向兩個角度實證檢驗了外資參股對董事會特征與商業銀行經營績效關系的調節作用，克服了截面數據分析的局限性及時間產生的內生性問題。

本文的研究成果，將為商業銀行通過境外引資完善公司治理提高經營績效提供有價值的建議。

2 理論分析與研究假設

Booth和Cornett[19]認為大的資產規模必須有大的董事會規模與之相匹配，才能夠對公司資產進行有效管理。中資銀行引入外資股東后，經營資本得到補充，資產規模會擴大。若外資股東派駐董事，中資銀行的董事會規模也會增加，依據資源依賴理論，董事會可利用的各類資源增加，從而有利于對資產規模擴大后的中資銀行進行更為有效的運作而提高經營績效，據此提出假設1。如果外資持股比例提高，外資股東為了更多地參與中資銀行董事會治理和擁有更大的董事會話語權，會派駐更多的董事進入中資銀行董事會。然而，根據Herma[20]對內部人控制理論的研究，隨著外資董事的增加、董事會規模的擴大，董事會內部各成員之間的協調以及統一決策帶來的成本也會隨之顯著增加，陳文哲等[21]的研究結果顯示，外資董事帶來的成本增加通常高于非外資董事，因此，隨著外資董事人數的增加，其所產生的積極效應將有所減弱并進而影響中資銀行績效，據此提出假設2。

H1：引入外資參股的商業銀行中，董事會規模與經營績效正相關

H2：隨著外資董事占比的增加，董事會規模與經營績效的正相關關系減弱

根據2003年12月銀保監會發布的《境外金融機構投資入股中資金融機構管理辦法》的規定，“單一外資金融機構參股國內商業銀行的比例不得超過20%，全體外資金融機構參股國內商業銀行的比例不得超過25%”，再加上由于歷史原因，中資銀行的股權結構多較為集中，故外資股東參股中資銀行后多為非控股股東，派駐的董事也多為非執行董事。外資非執行董事作為外資股東的代表，不在中資銀行領取薪酬和受制于管理層，具有更強的獨立性和監督動機，可通過增強董事會的獨立性和專業性而完善中資銀行董事會的內部機制，有效防止控股股東實施不利于非控股股東(包括外資股東)的行為，促進中資銀行績效的提高，據此提出假設3。如果外資非執行董事的占比增加，則非執行董事對執行董事的制衡度會加強，中資銀行董事會內部的獨立性和專業性會得到進一步增強，從而更有利于緩解第二類代理問題的負面作用而提高銀行績效，據此提出假設4。

H3：引入外資參股的商業銀行中，非執行董事占比與經營績效正相關

H4：隨著外資董事占比的增加，非執行董事占比與經營績效的正相關關系增強

為實現引入先進管理理念和風險控制技術以完善公司治理提高經營績效的目標，中資董事與外資董事之間需要就中資銀行的管理理念、內部治理機制、商業運營模式等進行充分的溝通，而雙方董事溝通的正式場所是董事會會議。可見，董事會會議頻率的增加，有利于外資董事充分參與中資銀行的董事會治理與運營管理，提高銀行績效，據此提出假設5。然而，外資股東所謂的先進管理理念和風險控制技術并不一定都能適用于中資銀行，如果外資董事人數增加至在董事會中的話語權大到一定程度，則很可能出現外資股東借“先進”的名義強制中資銀行直接套用外資管理模式的現象，致使中資銀行“水土不服”而經營績效下降；另一方面，如果中外董事話語權相當，董事會會議極易陷入議而不決的困境。此時，即使增加董事會會議頻率，中資銀行的經營績效也會受到負面影響，據此提出假設6。

H5：引入外資參股的商業銀行中，董事會會議頻率與經營績效正相關

H6：隨著外資董事占比的增加，董事會會議頻率與經營績效的正相關關系減弱

根據資源依賴理論，董事會下屬專業委員會體系的設立與完善，可使董事會各成員之間的職責更加明晰、分工更加合理，從而提高董事會的專業性和運作效率。建立健全董事會下屬專業委員會體系，是中資銀行與外資股東戰略合作的重要內容。外資參股后，依據實際情況在董事會下設立若干性質不同的專業委員會，形成權責明晰、分工合理的董事會內部治理格局，可提高中資銀行的經營績效，據此提出假設7。董事會下屬專業委員會的主要成員為獨立董事，顯而易見，獨立董事只有保持實質上的獨立才能發揮作用。依據話語權理論，隨著外資董事占比的增加，掌握較大話語的外資董事很可能影響獨立董事候選人的提名而使獨立董事不能保持實質上的獨立，這會在一定程度上影響專業委員會職能的有效履行而使銀行績效下降，據此提出假設8。

H7：引入外資參股的商業銀行中，專業委員會數目與經營績效正相關

H8：隨著外資董事占比的增加，專業委員會數目與經營績效的正相關關系減弱

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取對外披露2007—2016年年度財務報告的商業銀行121家，剔除年度報告內容過于簡單、未披露本文實證相關變量的商業銀行，最后得到748個樣本觀測值，為非平衡面板數據。本文所使用數據均從各商業銀行年報中手工搜集、整理得到。

3.2 變量定義

表1描述了模型中各類變量的定義。

3.3 模型設計

為檢驗董事會規模與銀行績效的關系及外資董事占比對二者關系的影響，構建多元回歸模型式(1)、式(2)：

表1 變量定義表

ROA(ROE)i,t=β0+β1BDSIZEi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(1)

ROA(ROE)i,t=β0+β1BDSIZEi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*BDSIZEi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi,t

(2)

為檢驗董事會中非執行董事占比與銀行績效的關系及外資董事占比對二者關系的影響，構建多元回歸模型式(3)、式(4)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1NONEXECi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(3)

ROA(ROE)i,t=β0+β1NONEXECi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*NONEXECi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi，t-1+β7RESTRIi，t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi，t-1+εi，t

(4)

為檢驗董事會會議頻率與銀行績效的關系及外資董事占比對二者關系的影響，構建多元回歸模型式(5)、式(6)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1MFi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(5)

ROA(ROE)i,t=β0+β1MFi，t-1+β2FDi，t-1+β3FDi，t-1*MFi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi,t

(6)

為檢驗董事會下屬專業委員會數目與銀行績效的關系及外資董事占比對二者關系的影響，構建多元回歸模型式(7)、式(8)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1PBi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi，t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi，t-1+εi，t

(7)

ROA(ROE)i,t=β0+β1PBi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*PBi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi，t

(8)

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

為比較研究商業銀行引入外資股東與未引入外資股東的效果，本文將研究樣本分為兩組：引入外資參股樣本組組(Panel A)與未引入外資參股樣本組(Panel B)。表2展示了實證模型中各研究變量的描述性統計結果。從Panel A和Panel B的樣本量可以看出約30.88%的商業銀行引入了外資股東，說明我國商業銀行引入外資參股的主動性逐漸增強。

表2 各研究變量的描述性統計結果

關于銀行績效的分布，在Panel A中，ROE均值0.184，標準差為0.046；在Panel B中，ROE均值為0.173，標準差為0.069?？梢钥闯觯胪赓Y樣本組的ROE均值大于未引入外資樣本組，而標準差小于未引入外資樣本組，這說明相較于未引入外資的商業銀行，引入外資的商業銀行的公司治理能力和經營績效得到了提高，并且引入外資的商業銀行的ROE均值與未引入外資的商業銀行ROE均值的差異通過了顯著性檢驗。

關于銀行董事會中外資董事占比，Panel A中FD最大值0.467，最小值0，說明并非所有引入外資參股的銀行均為外資股東提供了董事會席位；FD平均值0.081，低于董事會規模的10%，說明引入外資參股的銀行董事會中外資董事人數較少；FD標準差0.072，這說明引入外資參股的各銀行董事會中外資董事比例差異較大，使得不同中資銀行董事會中外資董事掌控的話語權存在較大差異，最終表現為外資股東參與中資銀行董事會治理程度和對中資銀行影響力的差異。

4.2 董事會特征與銀行績效關系的實證結果分析

由于樣本數據為面板數據，運用Hausman檢驗確定適用固定效應或隨機效應，得到Prob>chi2=0.0008，拒絕原假設，適用固定效應。

對引入外資參股組中的董事會特征與銀行績效的關系進行回歸，并將銀行績效分別用ROA和ROE 衡量，對比分析結果。

表3列示了式(1)董事會規模與銀行績效關系的回歸結果，當以ROA作為銀行績效的衡量指標時，BDSIZE的回歸系數為0.0003，且在1%的水平上BDSIZE與ROA顯著正相關；當以ROE作為銀行績效的衡量指標時，BDSIZE的回歸系數是0.0023，且在10%的水平上BDSIZE與ROE顯著正相關。說明無論銀行績效指標用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，董事會規模與銀行績效均呈顯著正相關關系，本文假設1得到驗證。

表3 董事會規模與銀行績效的回歸結果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

表4列示了式(3)非執行董事占比與銀行績效關系的回歸結果，當以ROA作為銀行績效的衡量指標時，NONEXEC的回歸系數為0.0042，且在5%的水平上NONEXEC與ROA具有顯著正相關關系；當以ROE作為銀行經營績效的衡量指標時，NONEXEC的回歸系數是0.0670，且在10%的水平上NONEXEC與ROE呈正相關關系。說明無論銀行績效指標用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，非執行董事占比與銀行績效均呈顯著正相關關系，本文假設3得到驗證。

表4 非執行董事占比與銀行績效的回歸結果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

表5列示了式(5)董事會會議頻率與銀行績效關系的回歸結果?？梢园l現，在引入外資參股的樣本中，當銀行績效用ROA衡量時，MF的回歸系數為0.0001，且在10%的水平上顯著正相關；當銀行績效用ROE衡量時，MF的回歸系數為0.0001，且在10%的水平上顯著正相關。說明無論銀行績效指標用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，董事會會議頻率與銀行績效均呈顯著的正相關關系，本文假設5得到驗證。

表5 董事會會議頻率與銀行績效的回歸結果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

表6列示了式(7)專業委員會數目與銀行績效關系的回歸結果。據表6可知，在引入外資參股的樣本中，當銀行績效用ROA衡量時，PB的回歸系數為0.0006，且在1%的水平上顯著正相關；當銀行績效用ROE衡量時，PB的回歸系數為0.0134，且在1%的水平上顯著正相關。說明無論銀行績效指標用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，專業委員會數目與銀行績效均呈顯著的正相關關系，本文假設7得到驗證。

表6 專業委員會數目與銀行績效的回歸結果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

4.3 外資董事占比對董事會特征與銀行績效關系的調節作用分析

為了探究“引入外資參股的銀行中，隨著外資董事占比的增加，董事會特征和銀行績效的相關關系如何變化”，本部分選取FS=1的商業銀行樣本數據進行多元線性回歸。由于前一部分對董事會特征與銀行績效的相關關系進行了分析，故本部分重在分析外資董事占比對二者關系的調節作用。

表7分別列示了式(2)、式(4)選用ROA和ROE作為被解釋變量的回歸結果。在式(2)的回歸結果中， BDSIZE*FD對ROA回歸的回歸系數為-0.0025，且在10%的水平上顯著，對ROE回歸的回歸系數為-0.0402，且在10%的水平上顯著，這說明模型中加入FD后，BDSIZE與ROA、ROE之間的正相關作用被削弱，即隨著董事會中外資董事占比的提高，董事會規模與銀行績效之間存在的正相關關系將會一定程度的減弱，這一結果支持了本文的假設2。在式(4)中，NONEXEC*FD對ROA回歸的回歸系數為0.1237，在1%的水平上顯著，對ROE回歸的回歸系數為1.7537，在1%的水平上顯著。而本節第一部分實證結果顯示NONEXEC與ROA、ROE顯著正相關，由此可知，隨著董事會中外資董事占比的增加，非執行董事與銀行績效的正相關關系將有所強化，這一結果驗證了本文的假設4。

表7 外資董事占比對董事會特征與銀行績效關系影響的回歸結果

續表7 外資董事占比對董事會特征與銀行績效關系影響的回歸結果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

表8分別列示了式(6)、式(8)選用ROA和ROE作為被解釋變量的回歸結果。在式(6)的回歸結果中， MF*FD對ROA回歸的回歸系數為-0.0028，且在1%的水平上顯著，對ROE回歸的回歸系數為-0.0562，且在1%的水平上顯著，這說明模型中加入FD后，MF與ROA、ROE之間的正相關作用被削弱，即隨著董事會中外資董事占比的提高，董事會會議頻率與銀行績效之間存在的正相關關系將會一定程度的減弱，這一結果支持了本文的假設6。在式(8)的回歸結果中， PB*FD對ROA回歸的回歸系數為-0.0244，在1%的水平上顯著，對ROE回歸的回歸系數為-0.2317，在10%的水平上顯著。說明FD對于PB與ROA之間的正相關關系具有削弱作用，即隨著董事會中外資董事占比的增加，專業委員會數目與銀行績效的正相關關系將顯著減弱，本文假設8由此得到驗證。

表8 外資董事占比對董事會特征與銀行績效關系的影響

續表8 外資董事占比對董事會特征與銀行績效關系的影響

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號里的數值為t值。

4.4 穩健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，本文針對前文的回歸結果進行穩健性檢驗。一方面借鑒呂勇斌[22]的做法，用通貨膨脹率、實際GDP增長率、RM2廣義貨幣增長率替換年度控制變量；另一方面由于我國商業銀行分為國有大型商業銀行、股份制商業銀行和城市商業銀行三種類別，銀行績效會因銀行類別而產生差異，從而導致本文估計結果出現偏誤，因此加入銀行類別變量作為控制變量。由于本文重在研究外資參股對董事會特征與銀行績效關系的調節效應，因此，主要針對式(2)、(4)、(6)、(8)進行檢驗。結果發現與主檢驗部分的回歸結果基本一致，表明本文的研究結論是穩健可靠的。

5 結語

本文以2007—2016年121家商業銀行的748個樣本數據，實證檢驗了外資參股、董事會特征與商業銀行經營績效的關系，結果發現，相比于未引資商業銀行，引資商業銀行的公司治理能力和經營績效得到了提高，且在引入外資參股的商業銀行樣本中：(1)董事會規模與經營績效之間存在顯著的正相關關系，然而隨著董事會中外資董事占比的增加，該種正相關關系會減弱。(2)董事會成員中非執行董事占比與經營績效之間存在顯著的正相關關系，且隨著董事會成員中外資董事占比的增加，該種正相關關系會增強。(3)董事會會議召開頻率與經營績效之間存在顯著的正相關關系，然而隨著董事會成員中外資董事占比的增加，該種正相關關系會減弱。(4)董事會下屬專業委員會數目與經營績效正相關，然而隨著董事會成員中外資董事占比的增加，該種正相關關系會減弱。

據此，本文建議商業銀行引入外資參股后：(1)應當引入外資董事參與董事會治理，適度擴大董事會規模；向外資股東提供適量的非執行董事席位；適度增加董事會會議頻率，為中資董事與外資董事進行充分溝通提供必要條件；積極完善董事會下屬的專業委員會體系。(2)根據實際情況，適度控制董事會中外資董事占比的不合理增加，確保外資董事與獨立董事之間的實質性獨立。