中國商業銀行混合所有制水平對其績效的影響研究

(東南大學經濟管理學院 江蘇 南京 211189)

一、緒論

2002年人民銀行頒布《股份制商業銀行公司治理指引》，2013年7月，中國銀行監督管理委員會頒布修訂后的《商業銀行公司治理指引》，直到今天，我國商業銀行的改革有了重大突破。十八屆三中全會后，商業銀行作為金融行業的重要組成部分，也成為混合所有制改革的重要對象，其股權結構的調整以及治理結構的完善對于提高銀行績效意義重大。因此，探究中國商業銀行混合所有制水平對銀行績效的影響作用，能夠為銀行業企業和行業的改革提供正確的方向和科學的途徑，有利于整個銀行業加快推進混合所有制改革進程，促進金融行業的穩固和向好發展。

在探究混合所有制改革對企業效率的影響方面，部分學者從不同角度對企業進行分類，從而分別得出結論：楊薇薇以利潤率作為產出指標，根據是否具有壟斷性對企業加以區分，并進行整組分析和分組分析，給出了國企混合所有制改革最佳成效實現路徑。吳萬宗和宗大偉采用修正的OP方法估算出企業的生產函數和全要素生產率，將全要素生產率作為被解釋變量，利用OLS回歸模型從不同產業層面探討不同的資本混合對企業的效率影響。在變量選擇方面，學者們大多將企業的股權結構、治理結構和激勵水平作為影響企業表現的解釋變量。在關于銀行績效的的實證研究方面，李永兵、袁博和駱品亮對股權性質進行細分并構建了衡量所有制混合程度的指標，通過研究銀行的股權所有制結構對業務創新以及業務創新對市場績效的影響發現，股權所有制混合程度越高越能促進業務創新，進一步能使銀行從業務創新中獲得超額利潤。Berger和Black通過實證分析發現，由于影響銀行效率的因素眾多且復雜，在不同國家和不同時期，各因素與銀行績效可能表現出不同的相關性。

二、混合所有制水平對商業銀行績效影響的實證分析

(一)影響商業銀行績效的混合所有制水平因素

股權結構。股權結構指在股份有限公司所有股本中，不同性質的股份所占的比例以及相互之間的關系。股權結構是公司治理結構的基礎，股權結構的不同會導致治理結構的差異，從而影響企業的行為和績效。一般來講，股權結構包括股權構成和股權集中度兩部分內容。

董、監事會治理。公司治理是現代企業制度的核心內容，而董事會又是公司治理的重要機構，因此董事會的設置是否合理，其職能是否正常發揮都關系著公司的后續發展，董事的獨立性和專業性也顯得尤其重要。獨立董事與經營者或所有者均不存在利益關系，能做出獨立客觀的判斷，從而促使委托代理雙方利益達到一致，提高公司效益。監事會與董事會并列設置，共同受股東大會的領導。監事會能夠防止經營者和所有者為謀取個人利益而濫用職權，損害公司和其他股東的利益，保證公司正常有序運作。外部監事的優點在于其與公司經營者和所有者之間沒有利益關系，可以獨立大膽地行使監督職權，從而維護公司的利益。

(二)混合所有制改革對商業銀行績效影響的實證分析

1.數據來源及樣本選取

由于我國部分商業銀行于2011年以后上市，上市時間較晚，可獲得的銀行數據有限，因此本文剔除該類銀行，選取2011年之前上市的15家中國商業銀行，包括國有商業銀行5家：中國銀行、中國工商銀行、中國農業銀行、中國建設銀行、交通銀行；全國性股份制商業銀行7家：興業銀行、上海浦東發展銀行、中信銀行、招商銀行、華夏銀行、平安銀行、民生銀行；以及城市銀行3家：南京銀行、北京銀行和寧波銀行。選取以上銀行2011-2017年共7年的相關數據進行分析，從而保證數據的完整性和可比性。

2.變量選取及定義

本文選取的變量如下表所示。其中，被解釋變量選擇能夠衡量銀行經營績效的指標，包括托賓Q值和總資產收益率。托賓Q值被國內外學者廣泛應用于體現上市公司的整體表現能力，能更客觀地體現企業的真實價值。托賓Q值是企業的市場價值與重置成本的比值，參考劉玉燦和侯劍平，重置成本用總資產的賬面價值代替?？傎Y產收益率是衡量股東資金使用效率的重要財務指標，同時還能反應企業綜合經營管理水平，此外該數據易獲取，因此作為被解釋變量?？刂谱兞康倪x取對實證結果影響較大，經分析本文選取資產規模和總利潤作為控制變量。

表2.1 變量匯總

3.描述性統計分析

從結果來看，15家銀行托賓Q值最大值與最小值很接近，方差很小，為0.0146，說明各銀行的價值相近。而總資產收益率的最大值和最小值分別是1.40和0.70，與托賓Q值相比，銀行在這一指標的表現差異略大，表明各銀行資本效率差異較大，績效表現較不平衡。

表2.2 描述性統計結果

從股權結構來看，首先，各銀行之間國有股比例差異較大，最高比例達85.24%，最低比例為0，而均值為40.7%，說明15家樣本銀行的股權構成很不均衡，整體來看，國有股權仍然處于相對控制地位。由于各銀行間國有股比例的差異性，國有股比例的平方這一指標較為分散。其次在股權集中度方面，赫芬達爾指數HHI最高達到0.5440，而最低只有0.0261，均值為0.1832，說明樣本商業銀行的股權集中度較高，屬于寡占型市場。

在董、監事會治理水平方面，2011-2017年間，15家商業銀行董事會規模最大的有19人，最小的僅9人，平均可達15.25人，雖然兩個最值在數量上相差一倍，但從均值可看出我國商業銀行的董事會已經具備一定規模。樣本銀行的獨立董事人數最多占董事會總人數的一半，最少占四分之一，平均達董事會人數的三分之一，可見各銀行已經意識到獨立董事存在的意義和重要性，正逐步完善董事會結構。外部監事比例最高為50%，最低為0，均值為28.55%，最低值出現在2011年的中國農業銀行，由于2010年中國農業銀行才成功上市，2011年處于上市之初的農行尚未完善其治理結構，隨著時間推移，2017年農業銀行的外部監事比例已經達到40%，遠遠超過樣本平均水平。雖然從整體看我國商業銀行外部監事比例與國外相比存在相當差距，但28.55%的均值表明近幾年我國商業銀行在這方面的努力已經取得了一定成效。

4.實證分析

(1)多元線性回歸模型

模型1：以托賓Q值為被解釋變量

Qit=α0+α1SSit+α2HHIit+α3BSit+α4IDit+α5ESit+α6TAit+α7GPit+εit

模型2：以總資產收益率為被解釋變量

ROAit=α0+α1SSit+α2HHIit+α3BSit+α4IDit+α5ESit+α6TAit+α7GPit+εit

其中，α0是截距項，α1、α2、α3、α4、α5、α6和α7是方程的待估參數，εit是方程的誤差項，下標i為銀行，下標t為時期。

(2)擴展模型

假設：國有股權與銀行績效之間存在“U型”或“倒U型”關系。

基于理論模型部分的研究，國有股比例與銀行效用和社會福利之間不存在單調相關性，因此做出如上假設，加入國有股比例的二次方(SS2)作為解釋變量，構建含有二次項的擴展模型。由于該部分主要用于探究股權結構和銀行績效間的關系，因此剔除衡量董、監事會治理水平的解釋變量，以得到更準確的回歸結果。

模型3：以托賓Q值為被解釋變量

Qit=α0+α1SSit+α2SS2it+α3HHIit+α4TAit+α5GPit+εit

模型4：以總資產收益率為被解釋變量

ROAit=α0+α1SSit+α2SS2it+α3HHIit+α4TAit+α5GPit+εit

其中，α0是截距項，α1、α2、α3、α4和α5是方程的待估參數，εit是方程的誤差項，下標i為銀行，下標t為時期。

經Hausman檢驗，本文選用個體時期固定效應模型。

(3)結果與分析

表2.3 商業銀行治理結構與績效的多元線性模型回歸分析結果

注：括號中的值是與參數對應的 t檢驗量；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

根據表中的回歸結果，得出以下基本結論：

第一，國有股比例(SS)分別對托賓Q值(Q)和總資產收益率(ROA)在10%和5%水平下顯著，但該指標的兩個系數正負不一致，基于現實考慮出現該結果的原因：當國有股比例高于一定水平時，高度集中的國有股份及其不可流動性給銀行的績效提升帶來一定阻礙，因此與托賓Q值呈負相關成立，而當這一比例低于一定水平時，隨著國有資本的積累，國有股權能給銀行帶來信用保障的正面效應，因此與總資產收益率呈正相關。

第二，股權集中度(HHI)和托賓Q值以及總資產收益率高度相關，分別在10%和1%水平上顯著，但與二者的相關性不同。股權集中度與托賓Q值正相關，當股權集中度低于一定程度時，股東合理的持股比例，積極參與公司運營能改善銀行的績效水平。股權集中度與總資產收益率呈負相關，當股權集中度過高時，部分相對控股股東甚至絕對控股股東可能出于自身利益考慮而做出侵害銀行發展和損害小股東利益的行為，而其他股東由于話語權有限，只能以“用腳投票”的方式間接對公司的經營管理產生影響，從而導致股權集中度高的企業股權結構較穩定，不利于其他形式資本的引入，無法為企業注入新的活力，也無法在銀行績效提升方面有所突破。

第三，董事會規模(BS)與總資產收益率在10%水平上顯著，與托賓Q值沒有顯著的相關性，與銀行績效呈負相關表明董事會規模越大，越不利于銀行業績提高。結合Gafoor、Mariappan和Thyagarajanb的研究，當董事會規模在6-9人時，對銀行績效有積極作用[3]。該研究的樣本銀行董事會人數均大于9人，當人數超過最優點時，成員過多導致的溝通困難和利益沖突會降低決策效率，甚至可能引發代理成本問題，從而阻礙銀行的后續發展。

第四，獨立董事比例(ID)與銀行績效呈正相關關系，表明獨立董事比例的提高有利于績效提升。但這一關系并不顯著，這是因為雖然我國商業銀行在獨立董事的設立方面已經取得一些進步，但由于該制度在我國尚未成熟，這一職位在許多銀行內形同虛設，獨立董事無法真正對銀行進行監管，同時，獨立董事的選拔條件不夠嚴格，部分獨立董事并不具備充分的專業知識和技能，也就無法對銀行的完善和發展提出建設性意見，因此對銀行績效的提升沒有顯著影響。

第五，外部監事比例(ES)與托賓Q值和總資產收益率均存在顯著的相關性。這表明我國商業銀行建立現代公司治理結構以來已取得一定成效。但外部監事比例的系數很小，該比例每提高一個百分點，只能對銀行績效產生千分之一的影響，這說明外部監事還沒有充分發揮其作用。與獨立董事類似，外部監事的重要性還沒有得到企業的充分重視和認可，一方面，他們不具備足夠的法律和財會知識，缺乏相應的經營管理能力；另一方面，雖然外部監事與企業之間不存在直接的利益關系，但監事們仍然擔心他們的忠實負責會損害實權者的利益，為自己帶來不必要的麻煩。因此，我國商業銀行監事會的獨立性仍有待加強。

擴展模型回歸結果如下：

表2.4 商業銀行治理結構與績效的擴展模型回歸分析結果

注：括號中的值是與參數對應的 t檢驗量；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

對以上回歸結果的分析如下：

國有股比例的二次項(SS2)系數為負數，一次項(SS)系數為正數，與銀行績效之間存在較為顯著的“倒U型”關系，因此假設得到支持?！暗筓型”表明當國有股比例較低時，銀行績效隨著國有股比例的提高而提高，當國有股權達到一定規模時，銀行績效反而隨國有股比例提高而減少。這是由于，當國有資本進行初始積累時，其可靠性和穩定性能給銀行的發展提供穩固的基礎和良好的環境，當國有資本積累到一定程度，進一步提高國有股比例會導致國有資本與非國有資本在股權控制力上的不平衡，無法互相形成制衡，導致國有股“一股獨大”，從而影響優質非國有資本的引入和兩種資本的有效混合。通過實證結果可知國有股比例與績效之間并非簡單的線性關系，要想實現商業銀行績效的提高，不能通過一味地提高或降低國有股比例，而是要找到二者之間的平衡點，一方面要避免國有股比例過高給銀行帶來的負面影響，另一方面又要充分發揮國有股權穩定銀行和金融市場可持續性發展的積極作用。

綜上所述，該部分通過對樣本銀行數據的多元線性模型回歸和擴展模型回歸分析，證實了銀行混合所有制改革導致的治理結構變動對銀行績效的影響路徑。結論認為，國有股比例與銀行績效之間是較顯著的“倒U型”關系；股權集中度對績效的影響取決于集中度水平；過大的董事會規模不利于銀行績效提高；董、監事會治理結構仍有待于在銀行的混合所有制改革中逐步完善。

三、銀行業混合所有制改革建議

第一，推進差異化股權政策。針對不同類型的銀行，甚至不同的銀行個體實施差異化的混合所有制改革十分重要。國有股權較高的銀行仍有很大空間降低國有股比例，在保證國有資本控股的前提下，適當引入優質的境外資本和民營資本，使股權比例達到合理狀態，并保證其擁有一定話語權，從而能有效參與銀行的經營管理。

第二，完善銀行治理結構。初步完成現代企業制度建設的銀行不應放松警惕，作為國家的經濟命脈，銀行要在合法合理的情況下，準確定位，完善改革。首先要突破形式主義，完善股東大會、董事會和監事會等委員會的建設，真正實現能夠相互制衡的公司治理結構，同時探索更多激勵機制。地方銀行尤其需要加強體制建設，營造良好的企業環境，避免地方政府的不當干預。

第三，政府合理管控。政府“看得見的手”也有必要對市場進行適度干預，從而保證對銀行業的有效控制，避免行業波動對整個社會產生巨大的負面作用。中央銀行和銀監會等銀行監管部門要在尊重市場職能的條件下，制定合理策略，出臺可行性強的政策措施。監管部門明確職責范圍，統一監管制度。

第四，有序推進民營銀行試點。逐漸放寬進入銀行業的條件，吸收更多優質的民營資本進入，鼓勵民營銀行的發展，通過豐富市場主體使市場競爭更充分，市場環境更自由。可針對不同銀行制定不同改革政策，在長期實踐中總結出規范的民營銀行行為準則。

第五，健全法律法規。企業混合所有制改革涉及眾多方面，完善的法制建設能夠減少改革阻力，使改革之路更順暢。對市場引進民營資本的相關規定進行調整放寬，確保民營資本和國有資本享有相同待遇。此外，加強事前規避制度建設，全面防范風險，避免出現事前不預防，事后才補救的現象。

第六，穩步推進我國銀行業混合所有制改革。金融行業是關系到我國民生的重要領域，因此銀行業混合所有制改革方案的設置要格外謹慎?！盎臁笔鞘侄?，“改”是目的，歷史告訴我們改革之路要一步一步探索，急于求成只能事倍功半，穩步有序推進混合所有制改革才能確保每一步都走得踏實正確。