中國銀行業(yè)股份制改革對實際利差的影響研究

付俊文

（中國人民銀行西安分行，陜西 西安 710075）

中國銀行業(yè)股份制改革對實際利差的影響研究

付俊文

（中國人民銀行西安分行，陜西 西安 710075）

利用86家商業(yè)銀行1996—2012年的混合數(shù)據(jù)，通過多元回歸模型研究股份制改革對銀行實際利差的影響。第一，進行財務重組的商業(yè)銀行，其重組之前的實際利差低于未進行財務重組的銀行的實際利差。第二，引入境外戰(zhàn)略投資者的銀行，其在引入之前的實際利差低于未引入的實際利差；引入后實際利差短期內上升；境外戰(zhàn)略投資者的持股時間越久，銀行實際利差越小。第三，上市對我國商業(yè)銀行的實際利差不具有顯著影響，或者說影響效應尚未顯現(xiàn)。

實際利差；股份制改革；財務重組；引入境外戰(zhàn)略投資者；上市

中國政府從2003年開始實施一系列的銀行所有權改革，具體改革措施包括財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市，借此來推進我國銀行業(yè)的市場化經(jīng)營，并試圖建立適應我國實體經(jīng)濟發(fā)展需求的現(xiàn)代銀行金融體系。

商業(yè)銀行存貸款利差包括基準利差和實際利差。其中基準利差為央行公布的基準貸款利率與基準存款利率之差，而實際利差為各家商業(yè)銀行在執(zhí)行存貸款利率調整幅度后，所有生息資產(chǎn)的平均收益率與所有計息負債的平均成本率之間的差額，是中央銀行放松規(guī)制與商業(yè)銀行謀求自主行為之間的動態(tài)博弈結果。實際利差一般以貸款利息率扣除存款利息率反映(López-Espinosa,Moreno,and Gracia, 2011)。實際利差不僅是商業(yè)銀行重要的績效指標，同時能有效反映作為金融中介的商業(yè)銀行的效率。一般來說，商業(yè)銀行實際利差越低，反映商業(yè)銀行作為金融中介從事存貸款業(yè)務時的社會成本越低，效率越高(Maudos and Guevara,2004)。商業(yè)銀行實際利差越高，則意味著效率的損失。

為此，基于86家中國商業(yè)銀行1996—2012年的混合數(shù)據(jù)，我們試圖探討作為建立我國現(xiàn)代銀行體系關鍵步驟的銀行股份制改革對銀行實際利差的影響。本文研究結果包括：第一，對于進行財務重組的商業(yè)銀行來說，其重組之前的實際利差低于未進行財務重組的銀行的實際利差。第二，對于引入境外戰(zhàn)略投資者的銀行來說，其在引入之前的實際利差低于未引入的實際利差；引入后實際利差短期內上升；境外戰(zhàn)略投資者的持股時間越久，銀行實際利差越小。第三，上市對我國商業(yè)銀行的實際利差不具有顯著影響，或者說影響效應尚未顯現(xiàn)。

本文的貢獻主要有三個方面：首先，這是第一篇研究股份制改革對商業(yè)銀行實際利差影響的文章，豐富了商業(yè)銀行股份制改革的相關文獻。其次，本文在研究股份制改革對實際利差的影響效應時，不僅研究了是否進行財務重組、是否引入境外戰(zhàn)略投資者和是否上市對實際利差影響的靜態(tài)效應，而且研究了銀行財務重組前后、引入境外戰(zhàn)略投資者前后和已經(jīng)上市的銀行在上市前后對實際利差影響的動態(tài)效應，以及財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市后的時間效應。再次，本文研究樣本相對于國內已有研究更為全面。

一、國內外研究綜述

（一）關于實際利差的相關研究

有關實際利差的相關研究主要集中在利差的影響因素研究上。Ho和Saunders（1981）較早對銀行利差及其影響因素進行了開創(chuàng)性研究，文章通過使用兩步法和做市商模型，推導出影響商業(yè)銀行利差的四個因素，即風險厭惡度、市場結構、銀行交易的平均規(guī)模、存貸款利息率差。隨后其他學者在此基礎上對利差的決定因素也進行了探討研究，包括Allen（1988）、Angbazo（1997）、Saunders和 Schumacher（2000）、Brock和Rojas（2000）、Maudos和Fernandezde Guevara（2004）、Martinez和Mody（2004）、Carbo和Rodriguez（2007）等。近幾年，國內學者也逐漸加大對利差影響因素的研究。有影響的研究包括張彥（2006）、白當偉（2007）、牟怡楠和周好文（2007）、鄧超、代軍勛（2008）、周鴻衛(wèi)、韓忠偉、張蓉（2008）、趙旭（2009）等。

（二）關于股份制改革效應的研究成果

考慮到本文將股份制改革分為商業(yè)銀行財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市，進而分別探討它們對銀行實際利差的影響，為此對它們分別進行綜述。

關于銀行財務重組的研究主要集中在注資與剝離不良資產(chǎn)兩個方面。大部分研究認為，運用外匯儲備給國有獨資銀行注資是重要的戰(zhàn)略安排，也是銀行改制上市前獲得資本的唯一方法（鐘偉[1]，2004）。也有研究認為注資和剝離有負面效應，指出注入的資本極有可能被銀行代理人的輕率行為很快揮霍掉，并給其他未獲得注資的金融機構帶來嚴重的道德風險（張杰，2004；李紅坤[2]，2005）。

已有關于引入戰(zhàn)略投資者的文獻，主要研究引入戰(zhàn)略投資者對風險、績效及效率的影響，但研究結論不同。有學者認為國外戰(zhàn)略投資者能夠帶來更好的監(jiān)督與管理技術，所以能夠提高銀行價值，降低風險，提高效率，如Shleiferand Vishny(1999),Abeland Siklos(2004),Bonin、Hasan and Wachtel(2005a),Bonin、Hasan and Wachtel(2005b),Fries and Taci (2005),Okuda and Rungsomboon(2006),Gulamhussen and Guerreiro(2009),Berger、Hasan and Zhou(2009)，吳念魯（2005）、胡祖六（2006）。有學者認為引入戰(zhàn)略投資者對國內銀行的影響不顯著，如Poghosyan (2005),Cornett、Guo、Khaksari and Tehranian(2010), García-Herrero、Gavilá and Santabárbara(2009)，彭志忠、張娜[3]（2007）。也有學者認為引入戰(zhàn)略投資者具有負效應，如Unite and Sullivan(2003),Lensink、Meesters and Naaborg(2008)。還有學者認為引入戰(zhàn)略投資者的作用在不同情況下不一樣，包括短期和長期的作用差別，如Berger,Clarke,Cull,Klapper and Udell(2005),Sun、Harimaya and Yamori(2013)，劉煜輝[4]（2006）、陸磊（2006）。Martinez-Peria and Mody (2004)的研究和本文很相關，他們使用拉丁美洲國家銀行的數(shù)據(jù)，認為引入戰(zhàn)略投資者會降低利差，降低成本。

已有關于上市的研究主要集中在是否上市以及IPO定價方面，上市對商業(yè)銀行績效與風險的研究主要有Lin and Zhang(2009),Bhaumik and Dimova (2004),Kwan[5](2004),Iannota,G.,Giacomo,N.,Sironi, A.(2007),Nichols et al.(2009),Jia(2009),Shehzad、Haan and Scholtens(2010),Westman(2011)，Dietrich and Wanzenried(2011),Barry、Lepetit and Tarazi (2011)。

已有研究主要關注股份制改革對商業(yè)銀行業(yè)績與風險指標的影響，而本文主要研究商業(yè)銀行股份制改革對實際利差的影響，主要包括財務重組、引入戰(zhàn)略投資者以及上市這三大影響因素。

二、研究樣本、研究模型以及研究變量

（一）研究樣本

本文的研究樣本為我國155家商業(yè)銀行1996—2012年的混合數(shù)據(jù)，商業(yè)銀行數(shù)據(jù)來源于各商業(yè)銀行年報、《中國金融年鑒》和Bankscope數(shù)據(jù)庫，主要的宏觀經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》。為減少研究樣本誤差，再次對樣本進行篩選：第一，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性及連續(xù)性要求，樣本銀行必須有兩年以上連續(xù)的財務數(shù)據(jù)，不滿足條件的剔除；第二，采取1%和99%處截尾（Winsorization）處理方法，對樣本中所有變量的值消除奇異值的影響，刪除了利差過大或過小的銀行數(shù)據(jù)；第三，某個或某些變量的觀察值缺失的樣本，予以刪除。最終，得到本文研究的凈樣本為86家商業(yè)銀行，其中有5家國有商業(yè)銀行、12家股份制商業(yè)銀行、60家城市商業(yè)銀行和9家農(nóng)村商業(yè)銀行。其中，有10家銀行進行了財務重組，38家銀行引入了境外戰(zhàn)略投資者，17家銀行進行了上市。研究樣本見表1。

表1 研究樣本表

（二）研究模型

根據(jù)前面的理論分析，并借鑒國內外相關研究，本文構造的基本回歸模型如下：

其中，被解釋變量NIM（Net InterestMargin）代表實際利差，定義“NIM=（利息收入-利息支出）/平均盈利性資產(chǎn)”；解釋變量Finance代表與財務重組相關的變量，解釋變量Foreign代表與引入境外戰(zhàn)略投資者相關的變量，解釋變量Listing代表與上市相關的變量。

在探討股份制改革對商業(yè)銀行利差的影響時，財務重組變量Finance、引入戰(zhàn)略投資者變量Foreign、上市變量Listing三個變量又分別包括三個變量，即selection變量（選擇變量）、dynamic變量（動態(tài)變量）和dynamic_time變量（動態(tài)時間變量）。selection變量代表進行財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市的商業(yè)銀行與未進行相似活動的銀行之間的差異，反映靜態(tài)效應；dynamic變量用來代表商業(yè)銀行財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市之后與之前的差異，反映動態(tài)效應；dynamic_time變量用來檢測財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市的時間效應。據(jù)此又進一步演化出財務重組、引入戰(zhàn)略投資者和上市的具體回歸模型如下：

（三）研究變量

（1）實際利差變量。借鑒國內外已有的研究，銀行實際利差以NIM（Net InterestMargin）表示，等于利息收入與利息支出的差額除以平均盈利性資產(chǎn)，該指標在相關文獻中被普遍使用(Saundersand Schumacher,2000;Carbo and Rodriguez,2007;Maudos and Solís,2009)。

（2）股份制改革變量。我國商業(yè)銀行的股份制改革主要有三個步驟，即財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市，即為本次模型的解釋變量，三個解釋變量本文分別用非連續(xù)變量表示。

首先，將所有銀行分為進行財務重組和未進行財務重組兩類。進行財務重組的賦值1，否則為0。這個變量為selection_finance。在進行過財務重組的銀行中，財務重組之前賦值為0，財務重組之后賦值為1。這個變量為dynamic_finance。沒有進行財務重組的銀行賦值為0。為了探究財務重組的時間效應，本文引入變量dynamic_finance_time。在財務重組后的第一年賦值為1，第二年賦值為2，以后年份以此類推。財務重組之前和未進行財務重組的銀行此變量賦值為0。

表2 變量名稱及計算方式匯總表

其次，將所有銀行分為引入戰(zhàn)略投資者和未引入戰(zhàn)略投資者兩類。引入戰(zhàn)略投資者的賦值為1，否則為0。這個變量為selection_foreign。在引入戰(zhàn)略投資者的銀行中，引入之后賦值為1，引入之前和未引入的銀行賦值為0，這個變量為dynamic_foreign。為了考慮境外戰(zhàn)略投資者對我國商業(yè)銀行的時間效應，引入變量dynamic_foreign_time。在引入境外戰(zhàn)略投資者后的第一年賦值為1，第二年賦值為2，以后年份以此類推。引入之前和未引入的銀行此變量為0。

同樣，為了測量上市的影響，本文引入變量selection_listing、dynamic_listing、dynamic_listing_time，分別用來表示是否上市、上市前后和上市年份。

根據(jù)Berger et al.(2005)和Nakane and Weintraub(2005)的方法，本文分別刪除了selection_finance、selection_foreign及selection_listing中當年和之后的數(shù)據(jù)；對于其他的動態(tài)變量和動態(tài)時間變量，分別刪除了當年的數(shù)據(jù)。

（3）控制變量。本文引入以下控制變量：資產(chǎn)規(guī)模ln assets（總資產(chǎn)的對數(shù)）、存款規(guī)模deposits（客戶存款/總資產(chǎn)）、貸款規(guī)模loans（總貸款/總資產(chǎn)）、GDP指標（中國當年的國內生產(chǎn)總值實際增長率）。

三實證結果分析

（一）財務重組對實際利差影響的分析

在回歸分析之前，針對研究變量，首先進行相關性檢驗，發(fā)現(xiàn)實際利差與財務重組三個自變量之間具有顯著相關性，而三個自變量之間不存在較高的相關性；其次為確定三者之間不存在共線性，進行容限度檢驗，容限度都＞0.1，說明各自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。再次將靜態(tài)變量、動態(tài)變量和時間變量分別代入多元回歸模型。

回歸結果顯示，三個模型的F值均在0.05的水平下顯著，說明整個回歸方程顯著；R2均在20%左右，說明三個模型有較好的擬合度；P值均為0.000，說明各個方程的線性關系顯著。第一個模型中，selection_finance的系數(shù)為-0.288，且在10%水平下顯著，說明重組之前的實際利差低于未進行財務重組的銀行的實際利差。本文認為，我國進行財務重組的商業(yè)銀行普遍存在資本充足率較低、不良貸款較高的問題，在缺乏核心資本以及不良貸款率居高不下的情況下，作為銀行主要收入來源的銀行利差往往偏低。

第二、三個模型中，變量dynamic_finance和dynamic_finance_time對利差的影響均不顯著，顯示財務重組前后銀行實際利差沒差異，也顯示財務重組沒有時間效應，這說明財務重組對銀行實際利差只有靜態(tài)效應，而沒有動態(tài)效應。從理論上分析，我國對商業(yè)銀行進行財務重組的措施，包括損失類貸款的核銷、可疑類貸款的處理、注資、發(fā)行次級債補充附屬資本等。損失類貸款的核銷和可疑類貸款的處理，可使商業(yè)銀行不良貸款減少，銀行的正常貸款率上升，實際利差可能增加；而注資、發(fā)行次級債補充附屬資本則可以彌補銀行的資本不足，提高銀行的資本充足率，在資產(chǎn)水平和放貸規(guī)模一定的情況下，資本充足率提高了，銀行實際利差將提高（Saunders, 2000；Maudos,2009）。財務重組后的商業(yè)銀行，由于卸下沉重的呆壞賬歷史包袱，逐步向市場化、規(guī)范化經(jīng)營轉向，將會進一步拓展中間業(yè)務，中間業(yè)務收入將會增加，中間業(yè)務收入占比將會上升，而利差收入占比將會下降，且隨著時間的延長，財務重組后的實際利差將會走低。理論上解釋的財務重組可能引起的利差效應與本文實證的結果不同，即財務重組對銀行的實際利差沒有動態(tài)效應。究其原因，本文認為，首先主要是財務重組的主導方是政府，而不是市場主體銀行的自發(fā)行為，政府“拉郎配”式的財務重組并沒有改變銀行的經(jīng)營體制和經(jīng)營理念；其次，財務重組也許只是使原來的問題銀行成為了正常銀行，銀行的資產(chǎn)負債表、損益表、現(xiàn)金流量表將比原來的更加好看些，銀行利差收入與中間業(yè)務收入占比可能變化甚微；再者，在金融管理部門逐漸加強宏觀審慎監(jiān)管的前提下，無論是資本充足率上升或者是銀行不良貸款率下降，財務重組后的銀行各項指標比之前只是更符合監(jiān)管指標的要求，在監(jiān)管指標的硬約束下，并未改變銀行的實際利差占比。三個模型中的控制變量均對實際利差有顯著影響（見表3），這與其他學者研究結論一致。

表3 財務重組與實際利差關系模型回歸結果

（二）引入境外戰(zhàn)略投資者對實際利差影響的分析

進行相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，實際利差與引入戰(zhàn)略投資者三個自變量之間具有顯著相關性，而三個自變量之間不存在較高的相關性，容限度檢驗通過，說明各自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

將各變量代入多元回歸模型，結果顯示，三個模型的F值均在0.05的水平下顯著，說明三個模型的回歸方程整體上是顯著的；回歸方程的R2均在21%左右和P值均為0.000，顯示模型的擬合優(yōu)度都較高以及各個方程的線性關系顯著。第一個模型中，selection_foreign的系數(shù)為-0.335，且在1%水平下顯著，說明引入之前的實際利差低于未引入境外戰(zhàn)略投資者銀行的實際利差，因為境外戰(zhàn)略投資者在選擇我國商業(yè)銀行進行投資時，往往選擇那些發(fā)展前景好、盈利能力高的商業(yè)銀行，這些銀行具有一定的金融創(chuàng)新性和可塑性，在中間業(yè)務發(fā)展方面有一定的基礎。第二個模型中，dynamic_foreign的系數(shù)是0.189，且在5%水平下顯著，說明引入境外戰(zhàn)略投資者之后的實際利差明顯比引入之前有所提高。我們可以這樣理解，引入資金雄厚的境外戰(zhàn)略投資者可以使我國商業(yè)銀行短期內得到資本金的補充，使資本充足率提高，銀行使用自有資金從事業(yè)務活動的比例越高，銀行實際利差將會擴大（Brissimis，2008；Saunders,2000）。另外，境外戰(zhàn)略投資者的引入，使我國商業(yè)銀行面臨著本國和投資者母國經(jīng)濟變化的雙重風險，因此，我國商業(yè)銀行需要額外的利差以彌補這部分風險，故而利差提高。第三個模型中，dynamic_foreign_time的系數(shù)是-0.041，且在10%水平下顯著，說明引入境外戰(zhàn)略投資者持有銀行股份的時間越久，利差越低，因為境外戰(zhàn)略投資者的引入，將加快我國商業(yè)銀行的金融產(chǎn)品和金融工具創(chuàng)新，促進非利息業(yè)務的發(fā)展。因此，銀行實際利差將會下降（見表4）。

（三）上市對實際利差影響的分析

同理，首先進行相關性檢驗，發(fā)現(xiàn)實際利差與上市變量之間相關性不顯著，即上市與否與上市時間并不必然導致實際利差的變化，而上市的三個變量之間的相關系數(shù)都較高。容限度檢驗通過，說明各自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，可以直接放入模型進行回歸檢驗。

表4 引入境外戰(zhàn)略投資者與實際利差的模型回歸結果

表5 上市與實際利差關系的模型回歸結果

回歸結果顯示，三個模型的F值均在0.05的水平下顯著，說明回歸方程整體上顯著；回歸方程的R2值均在18%左右和P值均為0.000，顯示模型擬合優(yōu)度較好及各個方程的線性關系顯著。但回歸結果顯示上市變量對銀行實際利差均不存在顯著影響，說明上市對銀行實際利差既沒有靜態(tài)效應，也沒有動態(tài)效應。從理論上以及現(xiàn)有國外學者就國外銀行上市對銀行利差的影響看，銀行上市對利差有積極和消極兩方面的效應，一方面，首先，銀行上市必須滿足一定的償債能力和盈利能力指標，相對于未上市銀行來說，上市銀行的盈利能力相對要高，財務報表相對更好看，加上通過上市籌資，銀行獲得了大量的資本來源，并且證券市場提供的后續(xù)融資功能使銀行可以不斷獲得資金補充，在充足資本的支持下，銀行利差將提高（Brissimis,2008；Maudos,2009)；其次，與上市之前相比，上市之后的銀行將受到國內資本市場和國際資本市場的雙重影響，銀行作為一個風險規(guī)避者，需要更高的利差來彌補這部分風險；再次，銀行上市之后，為了提高股東滿意度，管理者必須采用新的管理技術和方法，降低運營成本，提高整體資產(chǎn)的盈利能力，將使銀行實際利差下降（Lepetit,2008；Maudos,2009；Kasman,2010)。另一方面，上市后銀行的內部治理機制和內控措施更加完善，使商業(yè)銀行不需要過多的銀行利差來彌補風險，實際利差也會下降（CarbóValverde S,2007；Lepetit, 2008)；同時在信息披露透明和市場規(guī)范監(jiān)管下，上市銀行必須不斷改善管理機制，提升管理效率，提高整體資產(chǎn)的盈利能力，從而使利差下降（Maudos, 2004；Kasman,2010）（見表5）。本文沒有得到與現(xiàn)有國外學者研究相一致的結論，究其原因，本文認為，首先可能是上市引起的實際利差上升效應與上市引起的實際利差下降效應相互抵消；其次，未上市銀行與上市銀行的經(jīng)營模式基本相同，即利差收入仍是銀行的主要收入來源，銀行利差收入占比與中間業(yè)務收入占比保持基本穩(wěn)定；再次，可能是上市對銀行利差的影響在研究期內還未完全顯現(xiàn)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

研究結果的穩(wěn)健性是論文是否具有普遍意義的關鍵，為此，本文對模型結果進行了如下的穩(wěn)健性檢驗。一方面，就本文的商業(yè)銀行研究樣本來講，既有大型國有商業(yè)銀行，又有股份制商業(yè)銀行，也有小型城市商業(yè)銀行和農(nóng)村商業(yè)銀行，為預防銀行研究樣本規(guī)模大小的差異對研究結論帶來的影響，我們剔除了資產(chǎn)規(guī)模小于1億元人民幣，以及資產(chǎn)規(guī)模大于500億元人民幣的樣本，然后重新再將得到的新樣本進行回歸分析，其回歸的結果與本文結論相同，再次顯示本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

另一方面，我們采用不同的實際利差指標替代文中的指標，將商業(yè)銀行實際利差定義為“NIM=利息收入/平均生息資產(chǎn)-利息支出/平均生息負債”，其他變量保持不變。再將財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市三個變量分別帶入模型，回歸結果與本文前面的結果相同，也說明本文上述研究結論具有穩(wěn)健性（限于篇幅，此處沒有列示穩(wěn)健性檢驗結果表，如需要可與作者聯(lián)系）。

四、研究結論

股份制改革是中國銀行業(yè)改革的核心內容，是推動中國商業(yè)銀行市場化發(fā)展的重要決定性措施。本文使用我國86家商業(yè)銀行的1995—2012年數(shù)據(jù)探討了財務重組、引入境外戰(zhàn)略投資者和上市與實際利差的關系，得到以下結論：

（1）對于進行財務重組的商業(yè)銀行來說，其重組之前的實際利差低于未進行財務重組的銀行的實際利差。這說明進行財務重組的商業(yè)銀行資本嚴重不足、不良貸款居高不下，是問題銀行。其在從事基本的存、貸業(yè)務方面有很大的資本瓶頸制約，實際利差作為銀行主要收入來源，決定了銀行收入的大小。

（2）對于引入境外戰(zhàn)略投資者的銀行來說，其在引入之前的實際利差低于未引入戰(zhàn)略投資者的銀行的實際利差。其原因在于境外戰(zhàn)略投資者在選擇入股銀行時，通常選擇那些具有一定的金融創(chuàng)新性的銀行，以免在合作時產(chǎn)生各種阻礙和困難。

（3）商業(yè)銀行引入境外戰(zhàn)略投資者后，會導致實際利差短期內上升。說明資本充足率提高及風險擴大帶來的利差增長效應大于銀行治理機制改變帶來的利差下降效應。

（4）境外戰(zhàn)略投資者在我國商業(yè)銀行中的持股時間越久，銀行實際利差越小。這說明境外戰(zhàn)略投資者在改變我國商業(yè)銀行公司治理結構、提升管理效率等方面發(fā)揮了積極作用，提高了我國商業(yè)銀行的金融創(chuàng)新能力和市場營銷能力等。

（5）上市對我國商業(yè)銀行的實際利差不具有顯著影響，或者說影響效應尚未顯現(xiàn)。

[1]鐘偉.三部曲中之第一步：我國國有銀行獲國際儲備注資背景及影響[J].國際貿(mào)易，2004，（2）：50-51.

[2]李紅坤.外匯儲備注資國有銀行效應分析[J].山西財經(jīng)大學學報，2005，（6）：021.

[3]彭志忠，張娜.戰(zhàn)略投資者不能從根本上改變國有商業(yè)銀行的公司治理結構[J].經(jīng)濟縱橫，2007，（1）：54-56.

[4]劉煜輝.銀行改革爭論的關鍵問題[J].銀行家，2006，（2）：55-57.

[5]Kwan H K.Risk and Return of Publicly Held Versus Privately Owned Banks[J].Economic Policy Review 10,97-107,2004.

（責任編輯：賈偉）

1003-4625（2014）08-0016-06

F832.33

A

2014-06-12

付俊文（1968-），男，陜西浦城人，經(jīng)濟學博士，理論經(jīng)濟學博士后，副研究員，研究方向：宏觀經(jīng)濟，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟，金融理論與實務。