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第五节产权结构是否影响我国

时间:2022-11-24 理论教育 版权反馈
【摘要】:目前我国共有12家全国性股份制商业银行和117家城市商业银行。样本的详细组成情况见表5-3:本文采用多元线性回归模型检验产权结构对银行效率的影响。另外,银行账面资产的资本化程度,即权益/资产比率也是影响银行效率的一个重要因素。银行的董事会规模、独立董事人数占董事会人数的比例和监事会的规模是银行治理结构的重要外在特征,是影响银行效率的重要因素。

第五节 产权结构是否影响我国 商业银行效率的实证检验

一、研究假设的提出

(一)商业银行股东性质与效率关系的假设

考虑到国有产权的特殊性、国家股在证券市场上的不可自由流通性和政府目标的多元化,国家股的存在,容易在商业银行中形成一种“行政干预下的经营者控制”局面,影响了商业银行的正常运作,加剧了银行经营者的机会主义行为,因此提出:

假设1:国家股比例与商业银行效率负相关。

假设2:第一大股东的国有性质与商业银行效率负相关。

作为受托人的法人经营者可能会在代理出资人的委托代理关系中发生逆向选择与道德风险,但当法人本身以委托人身份从事对外投资,并不排斥他能较好地制约和约束代理人。也就是说,尽管自己不一定竭尽全力为委托人谋利益,但并不排除在对外投资中要求别人尽可能地为自己谋利益。因此,与国家股相比,国有法人股具有相对明确的投资主体。另外,法人用自己的财产对外投资,往往是跟自己的生产经营战略紧密相连的。法人对外投资以参与实际生产经营,从实体经济中获利为主要动机,它们较少追求投机性的短期炒作,而注重于追求从对外投资中获得长期稳定的增值回报。这样,当银行状况不佳时,法人投资股东往往不是通过“用脚投票”而放弃某一投资,而是通过“用手投票”的方式来参与银行的公司治理,并期望从公司治理及改善银行经营业绩中实现投资回报。根据上述分析,我们提出第三个假设:

假设3:国有法人股比例与银行正相关。

外资股东多是战略投资者,受政府干预较小。外资在参股商业银行后往往带来了一定的资金、技术和管理经验,因此其对商业银行效率的影响应该是正面的、积极的。即:

假设4:外资股比例与商业银行效率正相关。

考虑到内部人持股将产生激励相容作用,有利于提高银行效率,因此提出:

假设5:内部人持股比例与商业银行效率正相关。

(二)商业银行股权集中度与效率关系的假设

股权的过度分散不利于大股东监督机制的发挥,股权的过度集中又会产生大股东的机会主义行为,只有适度集中的股权结构才最有利于银行效率的提高。同时,当第一大股东绝对控股,第二大股东和第三大股东的持股量与第一大股东相差悬殊时,不利于控制权市场和经理市场发挥治理作用,容易产生“一股独大”的问题,对银行效率将产生负面影响。因此提出:

假设6:股权集中度与商业银行效率呈倒U型曲线关系。

假设7:第一大股东的控股能力与商业银行效率负相关。

假设8:第二大股东的持股比例与商业银行效率正相关。

二、研究样本的选择

本文以我国商业银行业为研究对象,样本数据来源于各银行公开公布的年报、《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》和中国人民银行和中国银行业监督管理委员会及各银行的网站。目前我国共有12家全国性股份制商业银行和117家城市商业银行。但是国家在2006年以前并不强制要求城市商业银行公布年度报告,只有极少数几家银行因为融资或引进战略投资者的需要而公布年度报告,因而能获取的城市商业银行年报很少,公布年报的银行往往是经营业绩较好、规模较大的银行;全国性的股份制商业银行也从2000年以后才开始公布年报;四大国有商业银行的股份制改造进行得很晚,最早进行股份制改造的中国银行和中国建设银行也直到2004年第二季度才完成。经过搜集整理,共获得3家国有银行、9家全国股份制商业银行的年报和7家城市商业银行的年报数据,时间跨度是从1999年至2005年。通过从年报中提取数据,共获得64个观测值,组成一个非平衡样本。样本的详细组成情况见表5-3:

表5-3 研究样本组成情况分析表

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(续表5-3)

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三、变量定义与回归模型

本文采用多元线性回归模型检验产权结构对银行效率的影响。目前,人们常用的银行效率的代理变量主要有三类:一是从银行财务报表中计算提出的各种财务比率,如总资产收益率(ROA)、净资产收益率(ROE);二是采用参数法或非参数法(如数据包络方法、随机前沿方法)计算出来的银行全要素生产率、X-效率等;最后是托宾Q值。由于计算托宾Q值需要银行资产的市场价格信息,目前很难获取;财务比率则具有不全面性。本文采用银行的X-效率值作为银行效率水平高低的衡量指标,作为回归方程中的被解释变量。

解释变量:按照本节的研究假设,本文选取了股东性质、股权集中度两个方面共八个变量作为解释变量,具体见表5-4。

反映第一大股东控股能力的变量。一般说来,股东大会的表决权采用一股一票制,谁拥有的股权越多,谁拥有的投票权越大。因此,人们常常采用第一大股东持股比例与第二大股东持股比例的差额来衡量第一大股东对公司的控股能力。另外,人们也常采用Z指数来表示第一大股东相对控股能力,它是第一大股东的持股量与第二大股东的持股量的比。本文对两种方法都做了尝试,发现第一大股东持股比例与第二大股东持股比例的差额表示的控股能力与第一大股东持股份额、国家股持股比例、前五大股东持股份额的相关系数都很大,而采用Z指数时相关系数要小很多。因此,本文采用z指数来衡量第一大股东的控股能力。

控制变量:除产权结构因素外,影响银行效率的因素还有很多。其中银行规模是影响银行效率的重要因素,银行业的规模经济一直是学者们研究的热点。按照主流研究文献的做法,本文把用总资产的自然对数衡量的银行规模作为控制变量引入。另外,银行账面资产的资本化程度,即权益/资产比率也是影响银行效率的一个重要因素。银行的董事会规模、独立董事人数占董事会人数的比例和监事会的规模是银行治理结构的重要外在特征,是影响银行效率的重要因素。但银行的董事会规模和监事会规模之间的相关性很强,相关系数高达0.62,为了防止多重共线现象的发生,本文只考虑了董事会规模和独立董事人数占董事会总人数的比例两种情况对效率的影响。银行的效率状况显然还受银行所处的经济大环境的影响,本文以国民收入增长率作为宏观经济景气程度的衡量指标。银行业的市场结构也是影响银行行为,进而影响银行效率的重要因素,其中银行在整个银行业市场中的地位对银行的影响更大,银行在市场中的地位主要取决于该银行相对于其他银行的规模,取决于其在市场中所占的市场份额,因此,银行的资产市场份额(即银行资产占银行业金融机构总资产的百分比)是衡量银行的市场地位的很好的代理变量。但是该市场份额与国家股持股比例、国有法人股持股比例、第一大股东持股比例、第二大股东持股比例、前五大股东持股比例、银行的资产总额等变量的相关系数都在0.5以上,为避免多重共线的发生,本文没有采用该变量。

综上所述,本节的实证研究共有解释变量八个,被解释变量一个,控制变量五个。具体见表5-4:

表5-4 变量的名称和内涵

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四、股权结构变量的统计性描述

(一)股东性质的统计性描述

本节研究使用的股东性质变量为国家股比例、国有法人股比例、外资法人股比例、内部人持股比例、第一大股东身份五个变量,其统计分析结果见表5-5:

表5-5 我国银行业的股东性质的统计性描述

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由表5-5可知,样本银行中国家股持股比例的平均值为24.11%,总体上不算太高,当然也不算低。中位值为25.51%,与平均值相差不大,说明分布较对称;最大值为100%(中国工商银行,2005年),最小值为0,标准差为23.85%,说明银行间国家股的比例相差很大。另外,国家股的持股比例在银行中有下降的趋势。国有法人股的持股比例平均值为49.94,高于国家股的持股比例,也高于外资股和内部人股的持股比例;中位值为52.11,标准差为24.73%,最小值为0,最大值为100%,说明国有法人股的持股比例仍然比较分散,行与行之间相差较大。但与国家股相比,行与行之间的差距要小。外资股和内部人股的持股比例都很低,平均值分别为5.00527%和0.29399%;中位值为0,一半以上的银行没有外资股东;在59个样本点中,共有31个样本点的外资持股比例为0,32个样本点的内部人持股比例为0,存在内部人持股和外资持股的样本点占样本总数的比例分别为54.24%和52.54%,说明内部人持股和外资入股中资银行已经不再是个别现象。另外,2005年,Newbridge Asia AIVⅢ,L.P.持有深圳发展银行17.89%的股份,成为它的最大股东。

(二)股权集中度的统计描述

本文使用产业经济学中最常用的集中度指标CRn来描述银行的股权集中度。定义CRn为银行的股东中持股份额最高的前n家股东持有的银行股份之和。本文具体采用银行前五家最大股东的持股份额之和,即CR5;另外,为了检验股权集中度是否与银行效率成U型这一假设,本文引进了CR5的平方CR5 S。其他的股权集中度变量为第一大股东控股能力变量Z、第二大股东持股比例S2、第一大股东持股比例S1与第二大股东持股比例之差S1 S2。其统计分析结果见表5-6:

表5-6 我国银行业的股权集中度的统计性描述

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表5-6显示,第二大股东的持股比例S2平均为8.68%,该比例并不算低;第一大股东的持股比例平均为22.86%,比第二大股东持股比例的平均值高14.19%;反映第一大股东控股能力的Z指数变量的平均值为3.64,并且在59个样本点中有29个样本点的Z指数值小于1.6,上述四个变量的统计描述表明第一大股东相对于第二大股东的控股能力并不是很强,我国银行业的股权集中程度总体来说并不高,应该属于适度集中的情形。从理论上来说这样的股权结构应该有利于银行效率的提高。前五大股东持股份额之和CR5的平均值为44.44%,中位值为37.98%,标准差较大为19.99%,说明CR5的分布并不对称,离散程度较大;同时它也从另一个侧面说明银行的股权结构属于适度集中型的。事实上,除四大国有银行外,股份制银行和城市商业银行中只有深圳市商业银行的前五大股东持股比例超过了50%,九江市商业银行股份有限公司和中国光大银行的前五大股东持股比例超过了40%。

五、股权结构与效率关系的多元回归分析

(一)解释变量的相关性分析

为了避免解释变量之间的多重共线性,本文对解释变量之间的相关性做了分析,具体结果见表5-7:

表5-7 变量的相关性分析表

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表5-7显示,前五大股东持股比例CR5与前五大股东持股比例的平方CR5 S之间的相关系数高达0.98,为了避免多重共线,本文建模时没有将CR5纳入模型;国家股比例SO和CR5及CR5 S的相关系数也高达0.7,建模时需要注意。

(二)回归方程与结果分析

本文以X-效率为被解释变量,以表示股东性质的变量SO、SCO、FO、IO、SS1和表示股权集中度的变量CR5 S、S2、Z为解释变量,同时引进控制变量DS、ODR、lnasset、GNP和EA。在充分考虑变量之间可能存在多重共线的前提下,建立如下回归模型。

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方程中各变量的含义见前面的定义,β0为截距项,β1…β9为方程待定系数,ε为随机误差项。

在估计方程前,本文检验了各模型的异方差情况。异方差的Breusch-Pagan检验和怀特检验(White Test)都要求残差服从正态分布。对残差的是否服从渐近正态分布可采用Bera-Jarque Wald检验,模型5-1至模型5-4的Bera-Jarque Wald检验统计量值分别为2.3648、0.90988、0.39791、3.068,大于临界值的概率分别为0.30655、0.63449、0.81959、0.21567,都没有拒绝渐近正态分布的初始假设。异方差的Breusch-Pagan检验统计量值和怀特检验(White Test)统计量值都没有拒绝同方差的初始假设。具体见表5-8:

表5-8 模型5.1至模型5.4的异方差检验

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经过上述检验后,本文对模型5.1至模型5.4做OLS回归,具体结果见表5-9:

表5-9 股权结构对银行效率的影响的实证检验结果

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注:***表示在1%的水平下显著,**表示在5%的水平下显著,*表示在10%的水平下显著。

表5-9显示,在银行股东的身份结构方面:

国家股持股比例SO的系数估计值在上述方程中都为正数,并且T检验都显著,说明国家持股对银行效率的正面影响大于负面影响。假设1不成立。国家股持股比例与效率正相关,说明目前我国商业银行的国家股的存在有一定的合理性,并且政府在商业银行改革过程中,已经开始逐渐使自己的行为合理化。当前,我国商业银行的公司治理结构不合理,激励机制存在货币化、隐形化、短期化倾向,银行家的选拔机制存在行政化、非市场化倾向,难以引导银行内部人员努力创造价值,减少道德风险和逆向选择;上市银行中国家股不能流通,法人股流通受到各种限制,非上市银行的股权转让更难,这些大大削弱了银行股权的流动性。这种低流动性提高了股权交易的成本,降低了兼并、接管成功的可能性,降低了“用脚投票”的方式发挥控制权市场的评价、选择和监督的作用。在我国商业银行治理结构极不健全的背景下,在银行中保留一定的国家股比例是一种次优的选择。但是,实证发现,第一大股东的国有性质变量SS1系数估计值在上述模型中都为负数,并且T检验值都显著,表明第一大股东的国有化对银行效率产生了较大的负面影响(假设2不成立)。因此,随着银行治理结构的逐步完善,我们应该逐步降低银行中的国家股比例。事实上,商业银行中的国家股比例也正在不断下降。

国有法人持股比例SCO的系数估计值在上述方程中都为负数,并且T检验值都显著,表明国有法人持股对银行效率的负面影响大于正面影响。假设3不成立。这可能是由于我国当前仍然是一个资源相对稀缺的国家,我国的经济增长方式仍然是投资拉动型,国有法人的代理人投资银行的最大目的并不是直接获取投资收益,而是为了获取向银行融资的便利,降低融资成本和融资门槛,提高融资额度和期限。为了实现这些目的,国有法人股东自然会放松对银行管理层的监督和控制,甚至与管理层合谋,这些自然导致国有法人股东对银行效率的正面影响不大。

外资股比例FO的系数估计值为正,T检验值显著,表明外资持股对银行效率带来了正面影响。假设4成立。外资股东投资中资银行的目的主要是希望通过中资银行的平台进入中国金融市场,获取远期收益。他们作为战略投资者,更加关注银行的长期收益。同时,中资银行在引进这些战略投资者时既看重他们的资金,更希望得到他们的经营管理经验和先进的技术。以中国建设银行为例,2005年6月17日,建行与美国银行公司(美国银行)正式签署了战略投资与合作协议,7月1日又与淡马锡控股私人有限公司(淡马锡)旗下的全资子公司亚洲金融控股(私人)有限公司(亚洲金融控股)正式签署战略投资协议。自2005年9月份战略协助正式启动以后,美国银行开始在零售业务、信息技术和电子银行、全球资金服务、财务和人力资源管理等领域,为建行提供技术协助。截至2006年2月底止,已有40位美国银行专家来建行工作,集中推进了零售银行业务、电子银行业务等重点项目的实施。亚洲金融控股也已与建行基本确定了合作领域和合作方式,战略协助范围将主要集中在公司治理、资金交易、业务、中小企业和国际融资等领域。因此,外资股对我国商业银行效率的影响自然是正向的。

内部人持股比例IO的系数估计值为正,T检验值显著,表明内部人持股对银行效率带来了正面影响。假设5成立。

表5-9显示,在银行的股权集中度方面:

前五大股东持股比例的平方项CR5 S的系数估计值在上述方程中都为负数,并且T检验值都显著,表明在其他因素不变时,前五大股东持股比例由较小值开始增加时,银行效率会逐步提高,但增加的幅度逐步减少,直到达到一个最优水平。当CR5超过该水平并且再增加时,银行效率将降低,即银行的股权集中存在一个适度问题,假设6成立。

第一大股东的控股能力变量Z的系数估计值在上述方程中都为正值,并且T检验值都显著,表明第一大股东的控股能力与商业银行效率正相关,假设7不成立。

第二大股东的持股比例变量S2的系数估计值为负数,并且T检验值都显著,表明第二大股东的持股比例与商业银行效率负相关,假设8不成立。

将上述回归结果汇总,可清晰发现股权结构对我国商业银行效率的影响,具体见表5-10:

表5-10 回归结果汇总表

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以中国银行为例,2006年,根据财政部国家税务总局的批复,中国银行境内员工工资费用可以在税前扣除156.69亿元,2006年中国银行的所得税费因此减少约46亿元。参见《财经》网络版,http://www.caijing.com.cn/newcn/home/todayspec/2007-03-23/17268.shtml。

虽然存在独立董事,但其独立性不高。因为银行选聘独立董事,往往由董事会提名,再由股东大会决定,其能否当选或连任往往取决于银行管理层(董事会人员和管理人员一起作为管理层);独立董事的薪酬由银行支付,“吃人家的嘴软,拿人家的手短”,其独立性必然受影响。马晨清,独立董事制度运作中存在的问题及解决对策,商场现代化,2006年第24期;杨刚、李爱玲等,对中国引进独立董事制度的质疑,工业技术经济,2006年第6期。

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