上市銀行內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對X-效率影響的實證研究

鮑旭紅，龔本剛

（安徽工程大學 管理工程學院，安徽 蕪湖 241000）

上市銀行內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對X-效率影響的實證研究

鮑旭紅，龔本剛

（安徽工程大學 管理工程學院，安徽 蕪湖 241000）

效率是銀行競爭力的集中體現(xiàn)，和內(nèi)部管理能力密切相關(guān)。建立合理、完善的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)是銀行提高經(jīng)營效率、增強和保持行業(yè)競爭力的關(guān)鍵所在。文章利用面板數(shù)據(jù)模型對樣本進行實證研究，通過提供一些切實有效的實證依據(jù)和建議幫助上市銀行完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)營效率，從而到達提升市場競爭力的目的。

上市銀行；內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)；Panel-Data模型；X-效率

0 引言

商業(yè)銀行的效率高低直接決定該銀行在同業(yè)競爭中是否具備核心競爭力。進入2000年以來，中國國內(nèi)關(guān)于銀行X效率的實證研究日趨活躍。從已有文獻來看，目前關(guān)于X效率的研究主要集中在兩個領(lǐng)域，一是我國商業(yè)銀行的效率測度研究。如錢蓁(2003)運用隨機成本邊界模型(SFA)測算了從1995～2000年我國8家商業(yè)銀行的X效率狀況；二是影響我國銀行效率的因素研究。謝朝華、段軍山(2005)指出產(chǎn)權(quán)、市場、功能和監(jiān)管等方面作為主要的影響因素，其改善將為提高銀行效率創(chuàng)造有利的環(huán)境和結(jié)構(gòu)條件?？v觀近年來學者對商業(yè)銀行效率的研究，發(fā)現(xiàn)較系統(tǒng)地從公司治理視角對商業(yè)銀行X效率進行研究的文獻還較少。本文以我國工商銀行、中國銀行、華夏銀行等11家上市銀行2009年的年報為樣本，利用面板數(shù)據(jù)模型對樣本進行實證研究，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會和高管激勵等層面選取反映治理機制的變量，分析其對商業(yè)銀行X效率的影響。

1 Panel-Data（面板數(shù)據(jù)）模型形式的選擇

面板數(shù)據(jù)模型是最近幾十年發(fā)展起來的新的統(tǒng)計方法，它屬于線性經(jīng)濟模型，可以克服時間序列分析受多重共線性的困擾，從而提供更多的信息、更多的變化、更少共線性、更多的自由度和更高的估計效率。常用的面板數(shù)據(jù)模型可以分混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型三類。利用面板數(shù)據(jù)模型進行估計時，使用的樣本數(shù)據(jù)包含了個體、時間、指標三個方向上的信息。如果模型形式設(shè)定不正確，估計結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟現(xiàn)實偏離甚遠。因此，建立面板數(shù)據(jù)模型的第一步需要檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種模型形式，從而避免模型設(shè)定的誤差，改進參數(shù)估計的有效性。

首先，判斷樣本數(shù)據(jù)是否符合混合模型，可以利用F檢驗統(tǒng)計量來判別，F(xiàn)統(tǒng)計量定義為

其中SSEr表示約束模型，即混合估計模型的殘差平方和，SSEu表示非約束模型，即個體固定效應(yīng)模型的殘差平方和。N表示個體個數(shù)，（N-1）表示約束條件個數(shù)，K表示解釋變量對應(yīng)參數(shù)的個數(shù)。F檢驗的假設(shè)為：

原假設(shè)H0：αi=α，模型中不同個體的模型截距項相同（建立混合估計模型）。

備擇假設(shè)H1：模型中不同個體的模型截距項不同（建立個體固定效應(yīng)模型）。

利用Eviews6.0中新設(shè)立的固定效應(yīng)模型的顯著性檢驗功能，檢驗?zāi)Ｐ椭泄潭ㄐ?yīng)系數(shù)是否有差異，檢驗結(jié)果如表1所示：

表1 F檢驗

由表1可知，F(xiàn)檢驗的P值為0.0176小于0.05，因此拒絕原假設(shè)H0，兩者比較，建立個體固定效應(yīng)模型更合理。

其次，判斷樣本數(shù)據(jù)是否符合隨機效應(yīng)模型。如果研究者僅以樣本自身效應(yīng)為條件進行推論，比較適合使用固定效應(yīng)模型；如果以樣本對總體效應(yīng)進行推論，則應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型?？紤]到模型僅就我國各上市銀行數(shù)據(jù)資料進行研究，且在樣本中存在虛擬變量，故本文選擇建立固定效應(yīng)模型。

確定了采用固定效應(yīng)模型分析以后，接下來就是看模型是否存在異方差和自相關(guān)，本文首先采用修正的沃爾德檢驗來檢驗異方差，發(fā)現(xiàn)存在異方差。其次，采用伍德里奇檢驗來判別是否存在自相關(guān)性，檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)P值小于0.05，檢驗不能通過，說明模型存在一階自相關(guān)。此時，普通最小二乘估計（OLS）不再是有效估計，為了減少異方差和自相關(guān)對模型的影響，本文選擇Cross-section Weights加權(quán)的廣義最小二乘法（FGLS）對樣本進行估計。

2 變量的選取

由于面板數(shù)據(jù)模型不僅可以增加自由度和減少解釋變量之間的多重共線性，還能夠提高一段時期內(nèi)時間序列動態(tài)模型的估計準確度，因此本文選用面板數(shù)據(jù)模型來實證研究我國上市銀行治理結(jié)構(gòu)對X效率的影響。

模型設(shè)計如下：

y1t=C+β1XZ+β2CR1+β3CR3+β4DS+β5DL+β6DH+β7JS+β8JH+β9GG1+β10GG2

為了研究治理結(jié)構(gòu)對銀行經(jīng)營效率的影響，本文選取了與內(nèi)部管理水平關(guān)系更為密切的X-效率作為被解釋變量。并分別從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會、監(jiān)事會、高管激勵四個方面選取解釋變量。股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，選取第一大股東性質(zhì)、第一大股東持股比例、前三大股東持股比例、股權(quán)制衡度這四個指標，在股權(quán)屬性和股權(quán)集中度方面刻畫股權(quán)結(jié)構(gòu)；董事會特征方面，選取董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事會會議次數(shù)這三個指標，從董事會結(jié)構(gòu)和董事會行為加以分析；監(jiān)事會特征方面，選取監(jiān)事會規(guī)模、監(jiān)事會會議次數(shù)兩個指標，反映監(jiān)事會結(jié)構(gòu)和監(jiān)事會行為；高管激勵方面，選取前三名高管平均年薪和股權(quán)激勵兩個指標。具體定義如表2。

3 實證結(jié)果分析

根據(jù)表3回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)模型整體擬合效果較好，調(diào)整后R2達到0.8782，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的。故該模型可以作為一般模型，下面可以根據(jù)一般模型中各解釋變量的系數(shù)t檢驗結(jié)果逐漸剔除不顯著變量。考察各解釋變量的t檢驗，發(fā)現(xiàn)第一大股東性質(zhì)XZ、股權(quán)集中度指標CR1、CR3股權(quán)制衡度Z和股權(quán)激勵GP不能通過顯著性檢驗，其他6個解釋變量都通過了1%顯著性檢驗。按照統(tǒng)計檢驗程序，一般應(yīng)先剔除t統(tǒng)計值最小的變量而重新建立模型。因此，先將Z變量剔除，重新建立模型發(fā)現(xiàn)第一大股東性質(zhì)pr仍然不能通過顯著性檢驗，故將該變量也進行剔除，得到結(jié)果如表4所示。

表2 變量定義表

觀察表4回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，剔除Z變量和pr變量后的新模型仍具有令人滿意的擬合效果，調(diào)整后的R2達到0.8830，并能通過F檢驗；殘差的獨立性檢驗值D-W為2.18，說明殘差序列具有較高的獨立性。同時，調(diào)整后模型中所有的解釋變量都能通過顯著性檢驗。

根據(jù)回歸結(jié)果，最終建立以下模型：

4 結(jié)論

（1）股權(quán)結(jié)構(gòu)與 X-效率

回歸結(jié)果顯示（表3）：第一大股東的國有性質(zhì)和我國上市銀行X-效率的回歸系數(shù)為負，證明了國家股權(quán)人格化代表的缺位，以及政府對銀行的干預(yù)，會對銀行X-效率產(chǎn)生負面影響。但該回歸結(jié)果系數(shù)的P值比較大，沒有通過顯著性檢驗。綜合以上分析，我國上市銀行第一大股東的國有性質(zhì)與X-效率無顯著相關(guān)關(guān)系。第一大股東持股比例與X-效率呈正比關(guān)系，結(jié)論支持了 Shleifer（1999）的“活躍股東監(jiān)督假設(shè)”即公司大股東為了保護自己的投資利益，對管理人員采取監(jiān)督、激勵等手段，從而提高公司的效率。然而，前三大股東持股比例的回歸系數(shù)為負，說明前三大股東持股比例越大，X-效率就越低，這和“活躍股東監(jiān)督假設(shè)”不一致，可能是因為我國市場機制發(fā)育不成熟及法規(guī)體系對外部投資者保護不足，導(dǎo)致前幾大股東共同促進公司發(fā)展的局面很難形成，控制權(quán)爭奪成為常態(tài)，最終致使X-效率惡化。股權(quán)制衡度未能通過顯著性檢驗，說明股權(quán)制衡度沒有發(fā)揮應(yīng)有的功能，未能對X-效率產(chǎn)生作用。

表3 原模型方程的估計

表4 剔除Z變量和XZ變量后的方程估計

（2）董事會與 X-效率

董事會規(guī)模對上市銀行X-效率有顯著負面影響，說明在我國目前情況下，董事會規(guī)模越大，X-效率會因整合及解決成員間的意見等問題而變差。獨立董事比例對銀行X-效率有顯著的正面影響，我國上市商業(yè)銀行獨立董事大多是國際或國內(nèi)知名的專家、學者，在聲譽機制的約束下能更有效的行使監(jiān)督職能。而董事會會議次數(shù)的回歸系數(shù)為負數(shù)，這往往因為董事會會議經(jīng)常不是董事會主動履行職能的表現(xiàn)，而是充當“滅火裝置”，只是在遇到問題時召開會議來調(diào)查情況、商討對策。高頻率的董事會會議可能是對業(yè)績下滑的一種反映而已。

（3）監(jiān)事會與 X-效率

監(jiān)事會規(guī)模與上市銀行X-效率顯著正相關(guān)，這證明了規(guī)模較大的監(jiān)事會產(chǎn)生的監(jiān)督效應(yīng)提高了銀行的X-效率。監(jiān)事會規(guī)模的增加為銀行職工、股東代表提供了監(jiān)督管理層履職行為的機會，使董事會和高管行為更加透明；監(jiān)事會會議次數(shù)在一定程度上體現(xiàn)了監(jiān)事會工作的盡職程度，實證結(jié)果顯示監(jiān)事會會議次數(shù)與X-效率正相關(guān)，這說明頻繁的監(jiān)事會會議對我國上市銀行違規(guī)行為的確起到了很大的抑制作用。

（4）高管激勵與 X-效率

高管薪酬的回歸系數(shù)為-0.000179，說明銀行高管工資越高，X-效率越低，造成這樣的結(jié)果可能是因為我國商業(yè)銀行所有者對銀行經(jīng)理層的激勵方式主要以控制權(quán)收益為主，合同收益居于次要地位?？刂茩?quán)收益是經(jīng)理層一種扭曲的收益形式，不能起到激勵經(jīng)理層的作用，會滋長高管的道德風險行為，從而損害銀行X-效率。股權(quán)激勵的回歸系數(shù)為正數(shù)，表明股權(quán)激勵政策對上市銀行的X-效率起到了顯著的增加作用。

通過以上分析，說明目前我國上市銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)不合理，董事會規(guī)模偏大，監(jiān)事會制度沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用，高管薪酬制度的設(shè)計也不科學，主要以短期激勵為主，缺少長期激勵的作用，容易造成管理人員做出不利于股東利益的短期行為。所以，只有妥善的安排股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會、監(jiān)事會、高級管理層之間的權(quán)利、義務(wù)、責任，形成有效的制衡機制、激勵約束機制和監(jiān)督機制，才能有助于治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，從而提高上市銀行的X-效率，使其在市場競爭中處于有利地位。

[1]錢蓁.中國商業(yè)銀行的效率研究——SFA方法分析[J].南京社會科學(經(jīng)濟學研究),2003，(1).

[2]謝朝華，段軍山.基于DEA方法的我國商業(yè)銀行效率研究[J].中國管理科學，2005,13(4).

[3]卿石松.監(jiān)事會特征與公司績效關(guān)系的實證分析[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2008，(3).

[4]Shleifer,Vishny.A Survey of Corporate Governance[J].The Journal of Finance,1997，(2).

F832

A

1002-6487（2011）11-0143-03

教育部人文社會科學規(guī)劃基金資助項目（10YJA630042）；安徽省科技廳人文社科項目中期成果（2010SK321）

鮑旭紅(1974-)，女，安徽蕪湖人，碩士，講師，研究方向：金融學、財務(wù)管理。

龔本剛(1973-)，男，安徽蕪湖人，博士，教授，研究方向：管理決策分析、物流與供應(yīng)鏈系統(tǒng)優(yōu)化。

（責任編輯/易永生）