股權(quán)集中度對(duì)上市銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響研究

畢 成

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠233030）

一、引言

在2005年4月29日商業(yè)銀行的股權(quán)分置實(shí)施改革后，國(guó)內(nèi)越來越多的學(xué)者開始研究與討論在商業(yè)銀行中怎么樣做到股權(quán)結(jié)構(gòu)的合理，怎么樣才能使得其經(jīng)營(yíng)績(jī)效最大化。同時(shí)考慮到我國(guó)商業(yè)銀行與其他非金融企業(yè)比較而言，其自身有著較大的獨(dú)特性。因而，本文選取了25家上市商業(yè)銀行，以上市商業(yè)銀行股權(quán)集中度為視角，分析上市商業(yè)銀行股權(quán)集中度對(duì)其經(jīng)營(yíng)績(jī)效是怎么樣的影響，希望為相關(guān)理論的進(jìn)一步完善和我國(guó)的混合所有制改革做出相應(yīng)的貢獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)綜述

西方關(guān)于股權(quán)集中度與公司績(jī)效關(guān)系的探索開始于20世紀(jì)30年代，Belre和Means于1932年 指出在公司股權(quán)較為分散時(shí)，公司的績(jī)效不能達(dá)到最優(yōu)化。之后Jensen等人于1976年開始將研究股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系正規(guī)化[1]。

Jensen and Meckling（1976）[2]基于前人的理論探討公司的管理人員持股的多少對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效是否有關(guān)系。同年Jaffee（1976）年提出的委托-代理理論是這一領(lǐng)域的理論來源。

隨著研究的進(jìn)一步深入，西方學(xué)者對(duì)公司股權(quán)結(jié)構(gòu)理論做了大量的實(shí)證探討，但研究結(jié)論存在分歧。首先，有些學(xué)者給出了股權(quán)集中度與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效并不相關(guān)的結(jié)論。例如Demsetz and Lehn（1985）[3]通過采集1980年美國(guó)511家企業(yè)作為實(shí)證分析樣本，并選取會(huì)計(jì)利潤(rùn)率來權(quán)衡公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。利用實(shí)證結(jié)果表明了公司的股權(quán)是否集中，與公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。再次，一些學(xué)者提出了股權(quán)集中度與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系的觀點(diǎn)。Wang和Shailer(2015)[4]，使用元分析技術(shù)來整合各種經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，并調(diào)查導(dǎo)致經(jīng)驗(yàn)證據(jù)不一致的因素。最后得出股權(quán)集中度與跨國(guó)公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論。Bian和Deng(2017)[5]利用中國(guó)115家商業(yè)銀行2007-2014年的數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明，股權(quán)分散程度越高，資產(chǎn)收益率（ROA）、權(quán)益回報(bào)率（ROE）越高，不良貸款率（NPL）越低。另外一些學(xué)者秉持股權(quán)集中度與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效是正相關(guān)的說法。Boussaada(2015)[6]對(duì)中東和北非10個(gè)國(guó)家所含的38家銀行的股權(quán)集中度進(jìn)行分析，實(shí)證結(jié)果具體為股權(quán)集中度對(duì)銀行績(jī)效有顯著的正向影響；Ozili（2017）[7]考察了尼日利亞所在銀行的不同股權(quán)集中程度對(duì)其盈利能力的影響。研究結(jié)果表明，股權(quán)高度集中的銀行具有較高的資產(chǎn)回報(bào)率、凈息差和經(jīng)常性收益能力。此外，還有學(xué)者認(rèn)為二者的關(guān)系為非線性的復(fù)雜關(guān)系，Phung和Mishra（2016）[8]以代理理論為基礎(chǔ)運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法下實(shí)證研究了2007-2012年越南上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響。實(shí)證結(jié)果表明，國(guó)有制與企業(yè)績(jī)效之間存在著凸相關(guān)關(guān)系，而外資制與企業(yè)績(jī)效之間存在著倒U型關(guān)系。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

在2005年銀行體制改革后，對(duì)于銀行研究的實(shí)證文獻(xiàn)開始增多。不過國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于股權(quán)集中度與銀行績(jī)效的關(guān)系也沒有形成統(tǒng)一的意見。筆者分為了四類進(jìn)行概述：（1）國(guó)內(nèi)一些學(xué)者認(rèn)為兩者沒有相關(guān)關(guān)系。朱瑾、朱恩濤（2008）采用順序排列和實(shí)證分析的方法得到銀行股權(quán)集中度與銀行績(jī)效不具有顯著相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，佐證了“股權(quán)結(jié)構(gòu)無關(guān)論”這一說法。（2）其次國(guó)內(nèi)部分學(xué)者認(rèn)為存在正相關(guān)線性關(guān)系。劉丹、張兵（2018）收集了江蘇省58家2012-2015年的農(nóng)商行調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)：在股權(quán)集中度方面，高管股權(quán)集中度越高，農(nóng)村商業(yè)銀行的財(cái)務(wù)績(jī)效越優(yōu)異。（3）此外國(guó)內(nèi)有些學(xué)者認(rèn)為實(shí)際上是顯著的負(fù)相關(guān)線性關(guān)系。李從剛、許崇正（2017）把涉及2008-2015年的114家城商行數(shù)據(jù)為研究樣本，應(yīng)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)得到了股權(quán)集中度負(fù)向影響于城市商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效的結(jié)論。（4）最后國(guó)內(nèi)很大部分學(xué)者比較認(rèn)可股權(quán)集中度與銀行績(jī)效呈非線性關(guān)系。阮珂、何永芳(2015)運(yùn)用了我國(guó)2004-2013年16家上市商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)，實(shí)際驗(yàn)證了股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效在倒u關(guān)系下存在績(jī)效最大化的“拐點(diǎn)值”。

綜合國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，筆者發(fā)現(xiàn)大部分文獻(xiàn)意見并沒有統(tǒng)一，分析可能是因?yàn)槲墨I(xiàn)作者的國(guó)籍、選取的數(shù)據(jù)和采用的方法不同的差異造成了不同的結(jié)論[9]。一方面從研究的內(nèi)容來看，國(guó)外學(xué)者重點(diǎn)聚焦于研究股權(quán)集中度對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效是否真的有影響，而相對(duì)的，國(guó)內(nèi)學(xué)者則是將視線關(guān)注到了股權(quán)性質(zhì)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系上面。另一方面從研究采取的方法比較，國(guó)外學(xué)者普遍傾向于選擇對(duì)市場(chǎng)化程度要求非常高的指標(biāo)或方法，例如托賓Q值，SFA等指標(biāo)；而由于考慮到我國(guó)的資本市場(chǎng)還處于有待完善的現(xiàn)實(shí)狀況，因此國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究過程中為了能更真實(shí)反映實(shí)際績(jī)效指標(biāo)，而更愿意采用ROE、ROA等單一財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度。

三、理論分析與提出假設(shè)

（一）股權(quán)集中度

股權(quán)集中度表示了股份公司前幾大股東所持股份在總股份占有多少百分比[10]。這一指標(biāo)在不僅反映了公司的股權(quán)集中度分布狀況的同時(shí)，也體現(xiàn)出公司是否處于穩(wěn)定的狀態(tài)，以及公司具有怎樣的整體架構(gòu)。

（二）股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效

現(xiàn)代企業(yè)制度最典型的特征就是兩權(quán)分離——即企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離,雖然這明顯推動(dòng)了現(xiàn)代企業(yè)的發(fā)展,但同時(shí)也引起了委托代理問題[11]。作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的重要組成部分，股權(quán)集中度會(huì)先直接影響到兩類代理成本然后間接對(duì)銀行的經(jīng)營(yíng)績(jī)效起作用。具體來說，當(dāng)股權(quán)集中度較高時(shí)，控股股東掌握了很大部分的股權(quán)，此時(shí)大股東和中小股東之間的代理成本比較大，大股東會(huì)偏向于損害中小股東的利益，從而使得銀行的經(jīng)營(yíng)績(jī)效降低;而當(dāng)股權(quán)集中度的比例較低時(shí)，股權(quán)分散且不能形成一個(gè)實(shí)質(zhì)性的控股股東來監(jiān)督管理層，此時(shí)股東與管理層之間的代理成本更突出，管理層更傾向于掏空銀行內(nèi)部來滿足個(gè)人私利，從而導(dǎo)致給銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效增加帶來負(fù)面消極影響的局面。

基于上述分析，本文提出假設(shè)1：股權(quán)集中度對(duì)于銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效是倒u型的非線性影響關(guān)系，也就是說，經(jīng)營(yíng)績(jī)效先隨著大股東持股比例的上升而上升，在到達(dá)至最高點(diǎn)后，又隨著大股東持股比例上升而下降。

與此同時(shí)，在研究大股東的持股比例時(shí)，股權(quán)制衡度反映了非控股股東的控制能力。當(dāng)這一比值較大時(shí)，意味著非控股股東的制衡能力較弱，此時(shí)容易造成大股東侵害中小股東利益，從而損害銀行的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。但是這一比值逐步降低至一定水平后，其他非控股股東會(huì)向第一大股東施加有效的壓力，此時(shí)制衡效果顯著，并且其他股東可能在制衡的同時(shí)合謀為自身謀取利益，從而影響銀行的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因此，本文提出假設(shè)2:股權(quán)制衡度與村鎮(zhèn)銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在倒U型關(guān)系。

四、實(shí)證研究

（一）實(shí)證研究樣本

本文通過CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒以及各大上市銀行年報(bào)，手工收集了2009年至2018年37家上市商業(yè)銀行。筆者刪除掉因18年或者19年上市不到一年的12家銀行，在最終人工處理下獲得了184個(gè)研究樣本的面板數(shù)據(jù)，使用Stata15.1進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析。

（二）變量的選取

1.被解釋變量

由于我國(guó)大多數(shù)城市商業(yè)銀行都還還沒有上市，因此如果像上市公司那樣選用托賓Q值來表示企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效并不真實(shí)準(zhǔn)確[12]。在參考大量國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)和結(jié)合國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)不夠完善的實(shí)際情況下，筆者最終選擇凈資產(chǎn)收益率（ROE）這一指標(biāo)。同時(shí)，它與資產(chǎn)收益率（ROA）都是常見的測(cè)量公司盈利能力程度如何的指標(biāo)。因此換取被解釋變量ROE即利用ROA來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量

目前衡量股權(quán)集中度時(shí)，包括描述第1大股東持股比例的CR1、表現(xiàn)出前n個(gè)大股東持股比重為多少的CRn，還有測(cè)量產(chǎn)業(yè)集中度的綜合指數(shù)HI等[13]。筆者借鑒李從剛等[14]選取第一大股東持股比例CR1、第一大股東持股比例的平方sqcr1作為被解釋變量。而在對(duì)于股權(quán)制衡度的指標(biāo)選取方面，筆者在借鑒了劉銀國(guó)等[15]基礎(chǔ)上采取了第一大股東持股比例除以第二到第五大股東持股比例的比值z(mì)in、比值的平方szin。

3.控制變量

因?yàn)槠髽I(yè)償付能力、資產(chǎn)規(guī)模以及城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等都有可能對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生較大影響，所以本文對(duì)銀行總資產(chǎn)規(guī)模（asset取自然對(duì)數(shù)）、所在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（所在地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)lngdp）、銀行自身的資產(chǎn)負(fù)債率（期末dar）、存貸比（年末貸款除以年末存款余額的比值dlr）和資本充足率（car）等變量進(jìn)行了控制。

（三）建立模型

為了檢驗(yàn)上述所提出的假設(shè)一與假設(shè)二是否成立，設(shè)立了如下兩個(gè)回歸模型：

α1為截距項(xiàng)，β1……β6等是選取各個(gè)變量的待估回歸系數(shù)，ε1是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其中ω1為截距項(xiàng)，λ1……λ6等是選取各個(gè)變量的待估回歸系數(shù)，ε2是隨機(jī)誤差項(xiàng)。其他定義見表1。

（四）實(shí)證結(jié)果

1.描述性統(tǒng)計(jì)

表1描述與反映了樣本中所選取的各個(gè)變量的數(shù)據(jù)分布特征。被解釋變量方面我國(guó)上市銀行的凈資產(chǎn)收益率的均值是17.090結(jié)合公式說明一元的凈資產(chǎn)能夠帶來0.170,9元的凈利潤(rùn)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，標(biāo)準(zhǔn)差為4.115，最小值為8.920，最大值為26.650，表明不同上市銀行間的凈資產(chǎn)收益率有著一定的差別。（資產(chǎn)收益率roa也得到了同樣的結(jié)論）。主要解釋變量方面，股權(quán)集中度方面，我國(guó)上市銀行第一大股東的持股比例的均值是28.567和中位數(shù)為20.260，表明我國(guó)上市商業(yè)銀行的股權(quán)集中度相對(duì)比較集中，最大值為67.720更是說明我國(guó)其中有一小部分的上市商業(yè)銀行的第一股東處于絕對(duì)控股地位；而標(biāo)準(zhǔn)差18.332和最小值4.358揭示了我國(guó)不同上市商業(yè)銀行的持股比例差異明顯，股權(quán)結(jié)構(gòu)有很大的不同。另外對(duì)于股權(quán)制衡度方面，第一大股東持股比例除以第二到第五大股東持股比例的比值的均值為1.041和中位數(shù)為0.676，這表示我國(guó)上市銀行平均而言還未能達(dá)到較好的制衡。因此對(duì)于我國(guó)銀行業(yè)的深入股權(quán)分置改革是十分有必要的。

表1變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.自相關(guān)性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)各主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，筆者選取了反映兩兩變量之間相關(guān)程度的Pearson相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)方法。從表2中可以知道凈資產(chǎn)收益率（roe）與第一大股東持股比例（cr1sd）之間的相關(guān)系數(shù)為0.098，雖然并不顯著；同時(shí)也發(fā)現(xiàn)凈資產(chǎn)收益率（roe)與第一大股東持股比例的平方（cr1sd2）之間的相關(guān)系數(shù)為-0.180，且在5%水平上顯著，這初步說明了第一大股東的持股比例確實(shí)能在一定程度上影響到上市銀行的凈資產(chǎn)收益率，并且為非線性的倒u型關(guān)系。同時(shí)，也發(fā)現(xiàn)了凈資產(chǎn)收益率（roe)與第一大股東持股比例除以第二到第五大股東持股比例加總的比值（zind）的相關(guān)系數(shù)為0.072，與第一大股東持股比例除以第二到第五大股東持股比例的比值的平方（szind)的相關(guān)系數(shù)為-0.108，但均不顯著，不過也初步表示了股權(quán)制衡方面的的確確會(huì)對(duì)上市銀行的凈資產(chǎn)收益率產(chǎn)生影響，并且也是非線性的倒u型關(guān)系。但因?yàn)檫€要受到表示銀行財(cái)務(wù)與償債能力等變量的影響，所以下一步的多元回歸分析是有必要的。總資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率均與roe在1%的水平上顯著為正；資本充足率和存貸比與roe在1%的水平上顯著為負(fù)。所在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)數(shù)化后的數(shù)值（lngdp）與roe的相關(guān)系數(shù)為-0.165且在5%的水平上顯著，這與已有文獻(xiàn)所得出的結(jié)論相違背，因而需要采取回歸分析的方法進(jìn)一步探究。最后根據(jù)表7的相關(guān)系數(shù)結(jié)果，并且結(jié)合al-saidi（2015）[16]認(rèn)為多重共線性可能當(dāng)相關(guān)性基本不超過80%沒有問題的說法因而可以判斷沒有多重共線性，可以進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析。

表2相關(guān)性結(jié)果分析表

3.多元回歸分析

（1）模型一

首先，由于面板數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)了隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型，所以筆者使用了豪斯曼（Hausman)檢驗(yàn)的方法來決定應(yīng)該具體使用哪一種。該檢驗(yàn)的零假設(shè)為“應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型”，若P＜0.05則拒絕原假設(shè)[17]。由于得到p值為0.001,3，因此應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)回歸來解釋這一模型最為有說服力。筆者分別依次進(jìn)行了混合回歸、固定效應(yīng)回歸和隨機(jī)效應(yīng)回歸來進(jìn)行驗(yàn)證。

其次，表3顯示了第一股東持股比例對(duì)銀行凈資產(chǎn)收益率有著怎么樣的作用。列（1）沒有加入控制變量，列（2）（3）與（4）都加入了控制變量，R2上升表明模型設(shè)計(jì)合理。列（2）（3）與列（4）一欄中cr1sd的系數(shù)都為正數(shù)，雖然列（2）不顯著，列（3）僅在10%的水平顯著；cr1sd2的系數(shù)都為負(fù)數(shù)，雖然在不同的水平上顯著，但是三種不同回歸模型下方程是相似的，更加佐證了假設(shè)一的成立。

由于隨機(jī)效應(yīng)模型最為有說服力，因此詳細(xì)分析列（1）與列（4）的數(shù)值。列（1）與列（4）cr1sd的系數(shù)分別為1.952與2.010，二者均是在1%的水平上顯著正相關(guān)；而cr1sd2的系數(shù)分別為-1.734和-1.458，都在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。假設(shè)1得到驗(yàn)證，即第一股東持股比例確實(shí)與上市銀行的凈資產(chǎn)收益率呈顯著的倒U型非線性相關(guān)關(guān)系。關(guān)于控制變量，資產(chǎn)的對(duì)數(shù)和資本充足率與經(jīng)營(yíng)績(jī)效分別存在著正相關(guān)與負(fù)相關(guān)的關(guān)系，雖然并不顯著。銀行所在城市的地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效得出為在1%水平上顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，同時(shí)發(fā)現(xiàn)銀行資產(chǎn)負(fù)債率顯著的正向影響凈資產(chǎn)收益率，表明銀行償債能力較高時(shí)，銀行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)是良性循環(huán)。最后銀行的存貸比顯著的負(fù)向影響凈資產(chǎn)收益率，表現(xiàn)出并沒有平衡好銀行的盈利和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

（2）模型二

參照模型一在多元回歸分析下的步驟。

表4顯示了第一大股東持股比例與第二至第五大股東持股匯總比例的比值對(duì)銀行凈資產(chǎn)收益率有著怎么樣的影響。列（1）沒有加入控制變量，列（2）（3）與（4）都加入了控制變量，R2上升表明模型設(shè)計(jì)合理。列（2）（3）與（4）一欄中zind的系數(shù)都為正數(shù)，szind的系數(shù)都為負(fù)數(shù)。

由于隨機(jī)效應(yīng)模型最為有效，因此詳細(xì)分析列（1）與列（4）的數(shù)值。列（1）與列（4）zind的系數(shù)分別為5.440與2.878，二者均是在1%的水平上顯著正相關(guān)；而szind的系數(shù)分別為-2.073和-1.141，都在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。因此成功驗(yàn)證了假設(shè)2，即第一股東持股比例確實(shí)與上市銀行的凈資產(chǎn)收益率呈顯著的

表3模型一的回歸結(jié)果分析

表4模型二的回歸結(jié)果分析

倒U型非線性相關(guān)關(guān)系，而不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系。4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了證實(shí)結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者將總資產(chǎn)收益率roa來代替，選擇roa的原因是因?yàn)榭傎Y產(chǎn)收益率可以全面體現(xiàn)出企業(yè)資金周轉(zhuǎn)的整體效用如何[18]。表5和6分別對(duì)應(yīng)模型一和模型二所得到的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，與前面多元回歸分析結(jié)果大體相符，表明通過了檢驗(yàn)，證實(shí)了本文的研究結(jié)論。

表5模型一穩(wěn)健性檢驗(yàn)下的回歸結(jié)果分析

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文通過對(duì)上市商業(yè)銀行股權(quán)集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與經(jīng)營(yíng)效之間存在倒U型關(guān)系,得到第一大股東除以第二至第五大股東匯總比值與經(jīng)營(yíng)績(jī)效也是倒U型關(guān)系的結(jié)論，這表明存在第一大股東持股比例最優(yōu)值使上市銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效達(dá)到最大化。因此可以得出：銀行治理效果起初是隨著股權(quán)集中度的上升而增強(qiáng)，使得銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效不斷提升；當(dāng)股權(quán)集中度上升到函數(shù)的導(dǎo)數(shù)為0的極值點(diǎn)時(shí)，銀行治理效果達(dá)到最佳狀態(tài)，從而銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效最大；但當(dāng)股權(quán)集中度越過該點(diǎn)后，銀行治理效果開始逐漸變差，進(jìn)而造成銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效逐漸下減。

（二）建議

1.構(gòu)建科學(xué)合理的股權(quán)集中度

由于我國(guó)的市場(chǎng)機(jī)制還不夠完善，投資者的合法權(quán)益并不能得到保障，因此有必要推進(jìn)股權(quán)深化改革、加強(qiáng)股東監(jiān)管[19]以及加強(qiáng)完善銀行的內(nèi)部治理機(jī)制。同時(shí)在十八屆三中全會(huì)后，中央下達(dá)的文件中著重指出了金融改革創(chuàng)新，積極引導(dǎo)與鼓勵(lì)銀行引進(jìn)民營(yíng)資本的方法。因此應(yīng)該主動(dòng)響應(yīng)中央號(hào)召，積極主動(dòng)的把有效的外資資本和民營(yíng)資本引入到我國(guó)銀行內(nèi)部，稀釋掉一部分股權(quán)集中度，改善股東的決策與監(jiān)督機(jī)制，將我國(guó)銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)變得多元化與科學(xué)化，從而有益于提高銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。

表6模型二穩(wěn)健性檢驗(yàn)下的回歸結(jié)果分析

2.引進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者

相比較于一般的散戶投資者，機(jī)構(gòu)投資者擁有充裕的資金持有量、較高的持股占比、較強(qiáng)的專業(yè)能力等特點(diǎn)，可以很好的將商業(yè)銀行的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)進(jìn)行改進(jìn)。另外，機(jī)構(gòu)投資者的根本目標(biāo)是希望贏得豐厚的報(bào)酬。機(jī)構(gòu)投資者相比較個(gè)人的持股百分比明顯較多，長(zhǎng)期投資力度與數(shù)額的加大令公司的經(jīng)營(yíng)備受關(guān)注，可以有效的對(duì)大股東侵占公司利益行為進(jìn)行抑制。因此引入機(jī)構(gòu)投資者是我國(guó)商業(yè)銀行完善股權(quán)結(jié)構(gòu)的一個(gè)明智合理的途徑。

3.加強(qiáng)監(jiān)管和信息披露

在完善銀行內(nèi)部治理機(jī)制的同時(shí)，也不能忽視優(yōu)化銀行外部治理環(huán)境的必要性，根據(jù)我國(guó)的資本市場(chǎng)實(shí)際發(fā)展情況，對(duì)上市商業(yè)銀行的監(jiān)督與管理提出了下面兩點(diǎn)改進(jìn)舉措。第一，強(qiáng)化監(jiān)管商業(yè)銀行的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，保證銀行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的運(yùn)營(yíng)在合理的風(fēng)險(xiǎn)控制機(jī)制內(nèi)，運(yùn)用外部監(jiān)管增強(qiáng)商業(yè)銀行抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。第二，強(qiáng)化監(jiān)管股東和商業(yè)銀行日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有聯(lián)系的利益相關(guān)者，確保各方作出的決策都不會(huì)損害商業(yè)銀行的長(zhǎng)足發(fā)展。強(qiáng)化監(jiān)管的同時(shí)，商業(yè)銀行信息披露的真實(shí)性和時(shí)效性也必不可少。只有信息披露做到真實(shí)及時(shí)，股東和利益相關(guān)者們才可以作出準(zhǔn)確的經(jīng)濟(jì)決策，進(jìn)一步提高商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。