王新穎 郭藝涵

摘?要：本文從股權集中度與股權性質(zhì)兩個維度，綜合商業(yè)銀行的盈利性、流動性與安全性來考察商業(yè)銀行股權對績效的影響途徑。選取三類A股上市的50家商業(yè)銀行進行研究，樣本時間跨度為2012-2019年的16個時間點，得出如下結論：相對集中的股權更有利于提高商業(yè)銀行績效，但并兩者不是嚴格意義上的線性關系;受制于現(xiàn)實情況，獨立董事制度的引進效果也未能達到預期水平。

關鍵詞：股權結構?綜合績效?因子分析法

中圖分類號：F83??文獻標識碼：A????文章編號：1003-9082（2020）09-0-01

一、變量及指標選擇

本文以三類商業(yè)銀行為樣本，樣本容量為50，時間為2012-2019，共包含16個時間點，165個觀測值。

為保證統(tǒng)計學意義，第一步對指標進行KMO和Bartlett的檢驗。結果表明，本文樣本KMO值大于0.6，經(jīng)過bartlett球度檢驗顯示該相關系數(shù)指標明顯相關，綜上所述能夠采用因子分析法進行指標構建。

以2012-2019年50家商業(yè)銀行8年即16組半年報告數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)為基礎，使用SPSS 23.0提取因子。表3中顯示和樣本方差75.409%。通過提取三個組成部分可以構建一個綜合解釋能力較強的指標組。樣本中，第一主成分占比為33.382%，第二主成分占全部的方差達25.921%，第三主成分僅占19.105%。

經(jīng)過Kaiser歸一化的統(tǒng)計處理，得到旋轉(zhuǎn)因子與原變量相關的矩陣，其成分中占比重較大的因子命名為盈利因子F、流動因子F、安全因子F。根據(jù)成分得分系數(shù)，能夠得到商業(yè)銀行各因子分數(shù)。樣本旋轉(zhuǎn)后的因子表達式為：

P₁=0.276X₁+0.425X₂+0.449X₃-0.069X₄+0.086X₅+0.086X₆+0.058X₇

P₂=0.103X₁-0.144X₂-0.080X₃+0.049X₄+0.152X₅-0.590X₆+0.031X₇

P₃=0.031X₁+0.051X₂-0.121X₃+0.087X₄-0.770X₅+0.196X₆+0.441X₇

通過計算，得出11家商業(yè)銀行盈利性、流動性、安全性的主成分得分系數(shù)，并建立方差貢獻值，得出綜合表現(xiàn)公式為

P=（P×32.382+P×24.921+P×18.105）/75.409

通過各家銀行各時點數(shù)據(jù)代入，求得經(jīng)營績效P。

二、描述統(tǒng)計分析

為了解整體狀況，對樣本進行統(tǒng)計分析，得出以下數(shù)據(jù)。

表中P方差較大表明50家商業(yè)銀行經(jīng)營狀況存在明顯狀況不同，一個很重要的原因在于其股權結構存在較大差異。

樣本中第一大股東持股比例為23.19%，低于Hawetal（2010）股東控股比例臨界值的30%，但高于城市商業(yè)銀行樣本的20.8%，說明我國商業(yè)銀行經(jīng)營業(yè)務廣泛，分布集中。在持股比例方面第一大股東和第二大股東均值為2，這表明第一大股東持股相對于其他股東有較多發(fā)言權。

樣本中商業(yè)銀行規(guī)模差異較大，同董事會規(guī)模差異較大，可能源于股東控股權與選舉制度。而獨立董事作為商業(yè)銀行樣本平均值為49.96%。

三、回歸分析

為了避免多重共線性的問題，在考慮變量間關系的基礎上設定了兩個單方程計量模型

Model1：P=f（h，z，s，ns，a，board）

Model2：P=

采用豪斯曼檢驗進行判定，檢驗結果可知在1%的顯著性水平下，可以拒絕原假設。

如表格4所示，各類種變量顯著性差別很大。從股權集中度來看，股份制商業(yè)銀行績效與最大股東持股比例變動成反比;從股權性質(zhì)來看，民營企業(yè)控股的商業(yè)銀行績效明顯優(yōu)于其他類別的商行，另外兩種商行經(jīng)營績效沒有顯著差別;從董事會來看，商行績效水平受董事會規(guī)模大小影響大，而獨立董事對商行績效的正面影響不顯著。

參考文獻

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