邵莉莉

（江蘇開(kāi)放大學(xué)商學(xué)院 江蘇南京 210013）

一、文獻(xiàn)回顧

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)有許多研究銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的文獻(xiàn)。李從剛等（2017）對(duì)城市商業(yè)銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)與績(jī)效的研究表明，股權(quán)集中度與銀行績(jī)效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，股權(quán)制衡度對(duì)銀行績(jī)效的提高有促進(jìn)作用；鄒玲等（2017）對(duì)我國(guó)城商行股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)的相對(duì)集中對(duì)銀行績(jī)效存在正向影響，而國(guó)有控股股權(quán)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響不顯著；李群、劉俊峰（2018）研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)城商行的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響并不顯著。也有一些學(xué)者認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)與銀行績(jī)效之間并非一種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是一種非線性關(guān)系。王曙光、王瓊慧（2017）選取24家上市銀行進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的線性關(guān)系不顯著，而且其影響關(guān)系在不同類別銀行中差異較大；騫磊、焦高樂(lè)（2017）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與銀行績(jī)效呈現(xiàn)倒U型的非線性關(guān)系。相對(duì)外資控股而言，民營(yíng)企業(yè)控股對(duì)銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高具有明顯的促進(jìn)作用；張?jiān)赖龋?019）利用村鎮(zhèn)銀行的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，村鎮(zhèn)銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響也呈倒U型關(guān)系。

目前，學(xué)者們主要集中于一般行業(yè)公司治理與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的研究，而對(duì)銀行這一特殊行業(yè)研究較少，所用的實(shí)證方法也較為簡(jiǎn)單，多采用線性回歸，雖然也有學(xué)者做了非線性關(guān)系分析，但沒(méi)有給出最優(yōu)持股比例?；诖耍疚牟捎?010—2018年我國(guó)10家上市銀行的面板數(shù)據(jù)，著重考察對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)與銀行績(jī)效的非線性關(guān)系，并試圖找出持股的最優(yōu)區(qū)域。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

考慮到相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性和樣本的代表性，本文選取的樣本年限為2010—2018年，研究對(duì)象為我國(guó)10家上市銀行，其分別是浦發(fā)銀行、華夏銀行、民生銀行、招商銀行、興業(yè)銀行、交通銀行、工商銀行、建設(shè)銀行、中國(guó)銀行、中信銀行。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安研究服務(wù)中心CSMAR系列數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文研究的核心變量是股權(quán)結(jié)構(gòu)和銀行績(jī)效。股權(quán)結(jié)構(gòu)一般包括股權(quán)集中度和股東性質(zhì)兩方面。其中，對(duì)于股權(quán)集中度的計(jì)量方法主要有三種，一是CR指數(shù)，即公司前n位大股東持股比例之和；二是赫德芬（Herfindahl）指數(shù)，即前幾位大股東持股比例的平方和；三是Z指數(shù)，即公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值。本文采用前兩種方法來(lái)計(jì)量股權(quán)集中度。股東性質(zhì)指第一大股東性質(zhì)，設(shè)為虛擬變量。此外，銀行的績(jī)效指標(biāo)采用資產(chǎn)收益率，控制變量選取銀行年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。上述變量的詳細(xì)說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

（二）相關(guān)性分析和研究假設(shè)

為了探究銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)和經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系，分別作出ROA和sh01、ROA和Hfd5的相關(guān)散點(diǎn)圖，見(jiàn)圖1和圖2。觀察圖1發(fā)現(xiàn)，ROA和sh01之間呈現(xiàn)的不是線性關(guān)系，而是一種近似的倒U型關(guān)系。觀察圖2發(fā)現(xiàn)，ROA和Hfd5之間也隱約呈現(xiàn)一種非線性關(guān)系。根據(jù)散點(diǎn)圖，本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)與銀行績(jī)效的回歸模型設(shè)定為二次函數(shù)模型。

圖1 ROA和sh01相關(guān)散點(diǎn)圖

圖2 ROA和Hfd5相關(guān)散點(diǎn)圖

基于前述分析，本文做出以下假設(shè)：

H1：第一大股東持股比例（sh01）與銀行績(jī)效（ROA）呈倒U型關(guān)系。

H2：赫德芬指數(shù)（Hfd5）與銀行績(jī)效（ROA）呈倒U型關(guān)系。

H3：股權(quán)性質(zhì)（state）與銀行績(jī)效（ROA）負(fù)相關(guān)。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文以資產(chǎn)收益率（ROA）為被解釋變量，以第一大股東持股比例（sh01）、赫德芬指數(shù)（Hfd5）、股權(quán)性質(zhì)（state）為被解釋變量，以資產(chǎn)規(guī)模（lnsize）為控制變量，建立銀行績(jī)效與股權(quán)結(jié)構(gòu)關(guān)系的計(jì)量模型如下：

其中，i代表樣本銀行，t代表年份，ROAit指i銀行在第t年的績(jī)效水平，依此類推。uit為隨機(jī)項(xiàng)，指除了股權(quán)結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)規(guī)模以外的其他影響銀行績(jī)效的因素。

本文采用的是2010—2018年我國(guó)10家上市銀行相關(guān)變量的面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)模型分為混合模型和變截距或變系數(shù)模型，后者又包含固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。面板數(shù)據(jù)應(yīng)建立混合模型還是變截距或變系數(shù)模型，可以通過(guò)F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。在選擇了模型形式之后，可進(jìn)一步通過(guò)Hausman檢驗(yàn)對(duì)模型的固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行判別。本文的實(shí)證結(jié)果均通過(guò)Eviews軟件輸出。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）股權(quán)集中度與銀行績(jī)效的回歸分析

基于股權(quán)集中度與銀行績(jī)效呈倒U型關(guān)系的研究假設(shè)，建立如下二次曲線方程：

通過(guò)對(duì)式（1）和式（2）的F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，最終建立股權(quán)集中度和銀行績(jī)效的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表2的第二列和第三列。

表2 股權(quán)結(jié)構(gòu)與銀行績(jī)效實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

從表2的第二列可以看出，sh01、sh01^2均在5%的顯著性水平上通過(guò)了t檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也具有顯著性，這表明模型（1）的建立是適合的。sh01^2的系數(shù)β12為負(fù)，說(shuō)明第一大股東持股比例與銀行績(jī)效呈倒U型關(guān)系，符合假設(shè)1。

從表2的第三列可以看出，雖然模型（2）的F統(tǒng)計(jì)量通過(guò)了檢驗(yàn)，但Hfd5、Hfd5^2的回歸系數(shù)均沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)（P值分別為0.5538和0.4307)，這說(shuō)明赫德芬指數(shù)與銀行績(jī)效之間沒(méi)有明顯的呈倒U型關(guān)系，因此拒絕原假設(shè)2。

（二）股權(quán)性質(zhì)與銀行績(jī)效的回歸分析

基于股權(quán)性質(zhì)與銀行績(jī)效負(fù)相關(guān)的研究假設(shè)，建立如下線性回歸方程：

通過(guò)對(duì)式（3）的F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，最終建立股權(quán)性質(zhì)和銀行績(jī)效的個(gè)體固定效應(yīng)模型。由于模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了赫德芬指數(shù)與銀行績(jī)效呈倒U型關(guān)系，因此將Hfd5加入到模型（3）中，以檢驗(yàn)赫德芬指數(shù)與銀行績(jī)效之間是否存在線性相關(guān)關(guān)系。為了減少異方差的影響，采取了橫截面加（Cross-section weights）處理，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表2的第四列。

從表2的第四列可以看出，state在1%的顯著性水平上通過(guò)了t檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也具有顯著性，因此模型（3）具有統(tǒng)計(jì)意義。state的系數(shù)β32為正，說(shuō)明股權(quán)性質(zhì)與銀行績(jī)效呈正的線性相關(guān)關(guān)系。因此，拒絕原假設(shè)3。另外，模型（3）中Hfd5在10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，且系數(shù)β31為正，這表明赫德芬指數(shù)與銀行績(jī)效之間存在正的線性相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論與啟示

本文利用2010—2018年我國(guó)10家上市銀行的面板數(shù)據(jù)，采用實(shí)證的方法，分析了股權(quán)結(jié)構(gòu)與銀行績(jī)效之間的關(guān)系，主要得出以下結(jié)論。

第一，第一大股東持股比例與銀行績(jī)效呈倒U型關(guān)系。具體地，在6%-40%之間時(shí)，第一大股東持股比例上升有利于銀行績(jī)效的提升；超過(guò)40%之后，第一大股東持股比例繼續(xù)上升將導(dǎo)致銀行績(jī)效的下降（見(jiàn)圖1）。這說(shuō)明股權(quán)的過(guò)度分散和過(guò)度集中都不利于銀行績(jī)效的提高。過(guò)度分散會(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的內(nèi)部人控制問(wèn)題和內(nèi)外部監(jiān)管缺失問(wèn)題；過(guò)度集中則會(huì)導(dǎo)致“一股獨(dú)大”的局面。因此，應(yīng)將第一大股東的持股比例控制在合適的區(qū)間內(nèi)。不過(guò)本文得出的區(qū)間劃分并不是準(zhǔn)確的，有一定的偶然性，但可以為以后的研究提供一種參考思路。

第二，前5大股東持股比例的平方和與銀行績(jī)效正相關(guān)，說(shuō)明適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)分散有利于銀行績(jī)效的提高。這是因?yàn)檫m當(dāng)引入不同類型的股東可以減弱大股東對(duì)銀行的操縱力度，提高商業(yè)銀行的公司治理效率，從而提高了銀行績(jī)效水平。

第三，股權(quán)性質(zhì)與銀行績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明國(guó)家控股性質(zhì)對(duì)銀行績(jī)效具有積極作用，這一點(diǎn)與前文的假設(shè)3不一致，也與主流觀點(diǎn)相悖。主流觀點(diǎn)認(rèn)為國(guó)有股權(quán)存在所有者缺位問(wèn)題，因而其治理效應(yīng)要劣于私有股權(quán)。但是由于我國(guó)市場(chǎng)的發(fā)展不如發(fā)達(dá)國(guó)家成熟，相關(guān)法制也不健全，私人股權(quán)可能會(huì)通過(guò)關(guān)聯(lián)交易侵害中小股東的利益，因此國(guó)家控股有一定的優(yōu)越性。