外資參股、董事會(huì)特征與商業(yè)銀行經(jīng)營績效
——基于中國121家商業(yè)銀行的實(shí)證分析

劉家松，張 博，羅 琦

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，北京 100081；3.荷蘭蒂爾堡大學(xué)提亞斯商學(xué)院，荷蘭 蒂爾堡 5037 AB)

1 引言

董事會(huì)是公司治理的核心，商業(yè)銀行境外引資并鼓勵(lì)外資股東派駐董事，可達(dá)到完善公司治理提高經(jīng)營績效之目的。如2006年12月，花旗銀行以20%的持股比例參股廣發(fā)銀行并派駐了6名董事。根據(jù)廣發(fā)銀行公布的年報(bào)數(shù)據(jù)分析，2007—2012年花旗銀行持股期間，廣發(fā)銀行的資本充足率從7.14%逐步上升至11.27%，不良貸款率從4%大幅度降至1.48%，總資產(chǎn)收益率也由0.66%逐步增長至1.08%。然而，也有商業(yè)銀行境外引資并鼓勵(lì)外資股東派駐董事，并沒有達(dá)到完善公司治理提高經(jīng)營績效之目的。如新加坡華僑銀行自2006年1月參股寧波銀行以來數(shù)次增持，持股比例從最初的12.2%增至2017年末的近20%，成為寧波銀行第二大股東，并在董事會(huì)中派駐了1名董事。根據(jù)寧波銀行公布的年報(bào)數(shù)據(jù)分析，2007—2017年，寧波銀行的資本充足率從21%大幅下降至13.58%，不良貸款率反而從0.36%大幅上升至0.82%，總資產(chǎn)收益率也由1.44%漸漸下降至0.97%。

那么，中資銀行境外引資為什么會(huì)出現(xiàn)截然不同的效果？相比與未引資銀行，引資商業(yè)銀行的公司治理能力和經(jīng)營績效是否得到了提高？在引資商業(yè)銀行中，隨著外資股東參與中資銀行董事會(huì)治理程度的變化，中資銀行的董事會(huì)特征與經(jīng)營績效的關(guān)系究竟會(huì)受到怎樣的影響？商業(yè)銀行如何通過境外引資完善公司治理提高經(jīng)營績效？諸如此類的問題均是中資銀行境外引資亟待解決的重大現(xiàn)實(shí)課題。

目前國內(nèi)外學(xué)者對(duì)相關(guān)問題的研究，主要集中在外資參股與銀行經(jīng)營績效以及董事會(huì)特征與銀行經(jīng)營績效兩方面。

關(guān)于外資參股與銀行經(jīng)營績效的關(guān)系，現(xiàn)有研究主要是從外資是否參股、外資持股比例及持股時(shí)間等三方面進(jìn)行的。(1)Garcia-Herrero和Santabarbara[1]以82家中資銀行為樣本，考察了外資參股對(duì)中資銀行經(jīng)營績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，外資參股提高了中資銀行的稅前資產(chǎn)利潤率；然而，孫艷杰和孫兆斌[2]以16家境外引資商業(yè)銀行為樣本，研究發(fā)現(xiàn)外資參股并不能提高中資銀行的盈利能力。(2)劉遠(yuǎn)亮和葛鶴軍[3]以中國銀行業(yè)中存在3年以上外資參股的銀行為樣本，實(shí)證結(jié)果顯示外資持股比例與銀行的資產(chǎn)收益率存在正相關(guān)關(guān)系；何蛟等[4]運(yùn)用隨機(jī)前沿法，研究發(fā)現(xiàn)中資商業(yè)銀行引入境外戰(zhàn)略投資者后成本效率和利潤效率顯著提升。然而，Lensink等[5]使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法研究外資持股比例與銀行績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外資持股比例的提升反而降低了銀行績效。(3)劉少波等[6]基于我國A股市場2006—2011年度16家銀行的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，外資進(jìn)入我國商業(yè)銀行后在短期內(nèi)能促進(jìn)經(jīng)營績效的提升，但對(duì)長期績效存在顯著的負(fù)面影響；劉家松和聶寶平[7]的研究結(jié)果表明，外資持股時(shí)間與銀行績效呈“倒U型”關(guān)系。

系統(tǒng)梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究雖然成果豐富，但并沒有達(dá)成共識(shí)且存在一定局限。相比于現(xiàn)有研究，本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：

(1)研究視角全面。現(xiàn)有研究局限于對(duì)外資參股與銀行績效或董事會(huì)特征與銀行績效等兩兩變量之間關(guān)系的分離研究，缺乏將三者結(jié)合起來進(jìn)行綜合研究的視角。本文首次將外資參股、董事會(huì)特征和銀行績效納入同一分析框架，從而可全面考察外資參股對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

(2)關(guān)鍵變量考察深入?，F(xiàn)有研究對(duì)外資變量的考察局限于持股比例與持股時(shí)間，對(duì)董事會(huì)特征的考察局限于部分特征，對(duì)商業(yè)銀行經(jīng)營績效的考察局限于單一指標(biāo)，導(dǎo)致研究結(jié)論不一致。本文對(duì)外資變量的考察深入到董事會(huì)層面，對(duì)董事會(huì)特征的考察囊括了全部特征，對(duì)商業(yè)銀行經(jīng)營績效的考察同時(shí)采用了ROA指標(biāo)與ROE指標(biāo)，從而可深入分析外資參股對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

(3)在運(yùn)用固定效應(yīng)模型和手工收集面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用了分組比較研究方法?，F(xiàn)有研究多采用普通OLS回歸模型進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)，研究對(duì)象多局限于上市商業(yè)銀行的截面數(shù)據(jù)且僅采用了縱向比較分析方法，實(shí)證結(jié)果普適性和可信性較差。本文運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，通過Hausman檢驗(yàn)，研究對(duì)象通過手工收集面板數(shù)據(jù)拓展至121家商業(yè)銀行，采用分組比較研究方法，從橫向和縱向兩個(gè)角度實(shí)證檢驗(yàn)了外資參股對(duì)董事會(huì)特征與商業(yè)銀行經(jīng)營績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，克服了截面數(shù)據(jù)分析的局限性及時(shí)間產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

本文的研究成果，將為商業(yè)銀行通過境外引資完善公司治理提高經(jīng)營績效提供有價(jià)值的建議。

2 理論分析與研究假設(shè)

Booth和Cornett[19]認(rèn)為大的資產(chǎn)規(guī)模必須有大的董事會(huì)規(guī)模與之相匹配，才能夠?qū)举Y產(chǎn)進(jìn)行有效管理。中資銀行引入外資股東后，經(jīng)營資本得到補(bǔ)充，資產(chǎn)規(guī)模會(huì)擴(kuò)大。若外資股東派駐董事，中資銀行的董事會(huì)規(guī)模也會(huì)增加，依據(jù)資源依賴?yán)碚?，董事?huì)可利用的各類資源增加，從而有利于對(duì)資產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大后的中資銀行進(jìn)行更為有效的運(yùn)作而提高經(jīng)營績效，據(jù)此提出假設(shè)1。如果外資持股比例提高，外資股東為了更多地參與中資銀行董事會(huì)治理和擁有更大的董事會(huì)話語權(quán)，會(huì)派駐更多的董事進(jìn)入中資銀行董事會(huì)。然而，根據(jù)Herma[20]對(duì)內(nèi)部人控制理論的研究，隨著外資董事的增加、董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大，董事會(huì)內(nèi)部各成員之間的協(xié)調(diào)以及統(tǒng)一決策帶來的成本也會(huì)隨之顯著增加，陳文哲等[21]的研究結(jié)果顯示，外資董事帶來的成本增加通常高于非外資董事，因此，隨著外資董事人數(shù)的增加，其所產(chǎn)生的積極效應(yīng)將有所減弱并進(jìn)而影響中資銀行績效，據(jù)此提出假設(shè)2。

H1：引入外資參股的商業(yè)銀行中，董事會(huì)規(guī)模與經(jīng)營績效正相關(guān)

H2：隨著外資董事占比的增加，董事會(huì)規(guī)模與經(jīng)營績效的正相關(guān)關(guān)系減弱

根據(jù)2003年12月銀保監(jiān)會(huì)發(fā)布的《境外金融機(jī)構(gòu)投資入股中資金融機(jī)構(gòu)管理辦法》的規(guī)定，“單一外資金融機(jī)構(gòu)參股國內(nèi)商業(yè)銀行的比例不得超過20%，全體外資金融機(jī)構(gòu)參股國內(nèi)商業(yè)銀行的比例不得超過25%”，再加上由于歷史原因，中資銀行的股權(quán)結(jié)構(gòu)多較為集中，故外資股東參股中資銀行后多為非控股股東，派駐的董事也多為非執(zhí)行董事。外資非執(zhí)行董事作為外資股東的代表，不在中資銀行領(lǐng)取薪酬和受制于管理層，具有更強(qiáng)的獨(dú)立性和監(jiān)督動(dòng)機(jī)，可通過增強(qiáng)董事會(huì)的獨(dú)立性和專業(yè)性而完善中資銀行董事會(huì)的內(nèi)部機(jī)制，有效防止控股股東實(shí)施不利于非控股股東(包括外資股東)的行為，促進(jìn)中資銀行績效的提高，據(jù)此提出假設(shè)3。如果外資非執(zhí)行董事的占比增加，則非執(zhí)行董事對(duì)執(zhí)行董事的制衡度會(huì)加強(qiáng)，中資銀行董事會(huì)內(nèi)部的獨(dú)立性和專業(yè)性會(huì)得到進(jìn)一步增強(qiáng)，從而更有利于緩解第二類代理問題的負(fù)面作用而提高銀行績效，據(jù)此提出假設(shè)4。

H3：引入外資參股的商業(yè)銀行中，非執(zhí)行董事占比與經(jīng)營績效正相關(guān)

H4：隨著外資董事占比的增加，非執(zhí)行董事占比與經(jīng)營績效的正相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)

為實(shí)現(xiàn)引入先進(jìn)管理理念和風(fēng)險(xiǎn)控制技術(shù)以完善公司治理提高經(jīng)營績效的目標(biāo)，中資董事與外資董事之間需要就中資銀行的管理理念、內(nèi)部治理機(jī)制、商業(yè)運(yùn)營模式等進(jìn)行充分的溝通，而雙方董事溝通的正式場所是董事會(huì)會(huì)議。可見，董事會(huì)會(huì)議頻率的增加，有利于外資董事充分參與中資銀行的董事會(huì)治理與運(yùn)營管理，提高銀行績效，據(jù)此提出假設(shè)5。然而，外資股東所謂的先進(jìn)管理理念和風(fēng)險(xiǎn)控制技術(shù)并不一定都能適用于中資銀行，如果外資董事人數(shù)增加至在董事會(huì)中的話語權(quán)大到一定程度，則很可能出現(xiàn)外資股東借“先進(jìn)”的名義強(qiáng)制中資銀行直接套用外資管理模式的現(xiàn)象，致使中資銀行“水土不服”而經(jīng)營績效下降；另一方面，如果中外董事話語權(quán)相當(dāng)，董事會(huì)會(huì)議極易陷入議而不決的困境。此時(shí)，即使增加董事會(huì)會(huì)議頻率，中資銀行的經(jīng)營績效也會(huì)受到負(fù)面影響，據(jù)此提出假設(shè)6。

H5：引入外資參股的商業(yè)銀行中，董事會(huì)會(huì)議頻率與經(jīng)營績效正相關(guān)

H6：隨著外資董事占比的增加，董事會(huì)會(huì)議頻率與經(jīng)營績效的正相關(guān)關(guān)系減弱

根據(jù)資源依賴?yán)碚?，董事?huì)下屬專業(yè)委員會(huì)體系的設(shè)立與完善，可使董事會(huì)各成員之間的職責(zé)更加明晰、分工更加合理，從而提高董事會(huì)的專業(yè)性和運(yùn)作效率。建立健全董事會(huì)下屬專業(yè)委員會(huì)體系，是中資銀行與外資股東戰(zhàn)略合作的重要內(nèi)容。外資參股后，依據(jù)實(shí)際情況在董事會(huì)下設(shè)立若干性質(zhì)不同的專業(yè)委員會(huì)，形成權(quán)責(zé)明晰、分工合理的董事會(huì)內(nèi)部治理格局，可提高中資銀行的經(jīng)營績效，據(jù)此提出假設(shè)7。董事會(huì)下屬專業(yè)委員會(huì)的主要成員為獨(dú)立董事，顯而易見，獨(dú)立董事只有保持實(shí)質(zhì)上的獨(dú)立才能發(fā)揮作用。依據(jù)話語權(quán)理論，隨著外資董事占比的增加，掌握較大話語的外資董事很可能影響?yīng)毩⒍潞蜻x人的提名而使獨(dú)立董事不能保持實(shí)質(zhì)上的獨(dú)立，這會(huì)在一定程度上影響專業(yè)委員會(huì)職能的有效履行而使銀行績效下降，據(jù)此提出假設(shè)8。

H7：引入外資參股的商業(yè)銀行中，專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與經(jīng)營績效正相關(guān)

H8：隨著外資董事占比的增加，專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與經(jīng)營績效的正相關(guān)關(guān)系減弱

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取對(duì)外披露2007—2016年年度財(cái)務(wù)報(bào)告的商業(yè)銀行121家，剔除年度報(bào)告內(nèi)容過于簡單、未披露本文實(shí)證相關(guān)變量的商業(yè)銀行，最后得到748個(gè)樣本觀測值，為非平衡面板數(shù)據(jù)。本文所使用數(shù)據(jù)均從各商業(yè)銀行年報(bào)中手工搜集、整理得到。

3.2 變量定義

表1描述了模型中各類變量的定義。

3.3 模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)董事會(huì)規(guī)模與銀行績效的關(guān)系及外資董事占比對(duì)二者關(guān)系的影響，構(gòu)建多元回歸模型式(1)、式(2)：

表1 變量定義表

ROA(ROE)i,t=β0+β1BDSIZEi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(1)

ROA(ROE)i,t=β0+β1BDSIZEi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*BDSIZEi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi,t

(2)

為檢驗(yàn)董事會(huì)中非執(zhí)行董事占比與銀行績效的關(guān)系及外資董事占比對(duì)二者關(guān)系的影響，構(gòu)建多元回歸模型式(3)、式(4)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1NONEXECi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(3)

ROA(ROE)i,t=β0+β1NONEXECi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*NONEXECi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi，t-1+β7RESTRIi，t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi，t-1+εi，t

(4)

為檢驗(yàn)董事會(huì)會(huì)議頻率與銀行績效的關(guān)系及外資董事占比對(duì)二者關(guān)系的影響，構(gòu)建多元回歸模型式(5)、式(6)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1MFi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi,t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi,t-1+εi,t

(5)

ROA(ROE)i,t=β0+β1MFi，t-1+β2FDi，t-1+β3FDi，t-1*MFi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi,t

(6)

為檢驗(yàn)董事會(huì)下屬專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與銀行績效的關(guān)系及外資董事占比對(duì)二者關(guān)系的影響，構(gòu)建多元回歸模型式(7)、式(8)：

ROA(ROE)i,t=β0+β1PBi,t-1+β2SIZEi,t-1+β3LEVi，t-1+β4CONCENi,t-1+β5RESTRIi,t-1+β6IRRi,t-1+β7PERIODi，t-1+εi，t

(7)

ROA(ROE)i,t=β0+β1PBi,t-1+β2FDi,t-1+β3FDi,t-1*PBi,t-1+β4SIZEi,t-1+β5LEVi,t-1+β6CONCENi,t-1+β7RESTRIi,t-1+β8IRRi,t-1+β9PERIODi,t-1+εi，t

(8)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

為比較研究商業(yè)銀行引入外資股東與未引入外資股東的效果，本文將研究樣本分為兩組：引入外資參股樣本組組(Panel A)與未引入外資參股樣本組(Panel B)。表2展示了實(shí)證模型中各研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從Panel A和Panel B的樣本量可以看出約30.88%的商業(yè)銀行引入了外資股東，說明我國商業(yè)銀行引入外資參股的主動(dòng)性逐漸增強(qiáng)。

表2 各研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

關(guān)于銀行績效的分布，在Panel A中，ROE均值0.184，標(biāo)準(zhǔn)差為0.046；在Panel B中，ROE均值為0.173，標(biāo)準(zhǔn)差為0.069?？梢钥闯?，引入外資樣本組的ROE均值大于未引入外資樣本組，而標(biāo)準(zhǔn)差小于未引入外資樣本組，這說明相較于未引入外資的商業(yè)銀行，引入外資的商業(yè)銀行的公司治理能力和經(jīng)營績效得到了提高，并且引入外資的商業(yè)銀行的ROE均值與未引入外資的商業(yè)銀行ROE均值的差異通過了顯著性檢驗(yàn)。

關(guān)于銀行董事會(huì)中外資董事占比，Panel A中FD最大值0.467，最小值0，說明并非所有引入外資參股的銀行均為外資股東提供了董事會(huì)席位；FD平均值0.081，低于董事會(huì)規(guī)模的10%，說明引入外資參股的銀行董事會(huì)中外資董事人數(shù)較少；FD標(biāo)準(zhǔn)差0.072，這說明引入外資參股的各銀行董事會(huì)中外資董事比例差異較大，使得不同中資銀行董事會(huì)中外資董事掌控的話語權(quán)存在較大差異，最終表現(xiàn)為外資股東參與中資銀行董事會(huì)治理程度和對(duì)中資銀行影響力的差異。

4.2 董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的實(shí)證結(jié)果分析

由于樣本數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)確定適用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)，得到Prob>chi2=0.0008，拒絕原假設(shè)，適用固定效應(yīng)。

對(duì)引入外資參股組中的董事會(huì)特征與銀行績效的關(guān)系進(jìn)行回歸，并將銀行績效分別用ROA和ROE 衡量，對(duì)比分析結(jié)果。

表3列示了式(1)董事會(huì)規(guī)模與銀行績效關(guān)系的回歸結(jié)果，當(dāng)以ROA作為銀行績效的衡量指標(biāo)時(shí)，BDSIZE的回歸系數(shù)為0.0003，且在1%的水平上BDSIZE與ROA顯著正相關(guān)；當(dāng)以ROE作為銀行績效的衡量指標(biāo)時(shí)，BDSIZE的回歸系數(shù)是0.0023，且在10%的水平上BDSIZE與ROE顯著正相關(guān)。說明無論銀行績效指標(biāo)用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，董事會(huì)規(guī)模與銀行績效均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 董事會(huì)規(guī)模與銀行績效的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

表4列示了式(3)非執(zhí)行董事占比與銀行績效關(guān)系的回歸結(jié)果，當(dāng)以ROA作為銀行績效的衡量指標(biāo)時(shí)，NONEXEC的回歸系數(shù)為0.0042，且在5%的水平上NONEXEC與ROA具有顯著正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)以ROE作為銀行經(jīng)營績效的衡量指標(biāo)時(shí)，NONEXEC的回歸系數(shù)是0.0670，且在10%的水平上NONEXEC與ROE呈正相關(guān)關(guān)系。說明無論銀行績效指標(biāo)用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，非執(zhí)行董事占比與銀行績效均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表4 非執(zhí)行董事占比與銀行績效的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

表5列示了式(5)董事會(huì)會(huì)議頻率與銀行績效關(guān)系的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在引入外資參股的樣本中，當(dāng)銀行績效用ROA衡量時(shí)，MF的回歸系數(shù)為0.0001，且在10%的水平上顯著正相關(guān)；當(dāng)銀行績效用ROE衡量時(shí)，MF的回歸系數(shù)為0.0001，且在10%的水平上顯著正相關(guān)。說明無論銀行績效指標(biāo)用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，董事會(huì)會(huì)議頻率與銀行績效均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)5得到驗(yàn)證。

表5 董事會(huì)會(huì)議頻率與銀行績效的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

表6列示了式(7)專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與銀行績效關(guān)系的回歸結(jié)果。據(jù)表6可知，在引入外資參股的樣本中，當(dāng)銀行績效用ROA衡量時(shí)，PB的回歸系數(shù)為0.0006，且在1%的水平上顯著正相關(guān)；當(dāng)銀行績效用ROE衡量時(shí)，PB的回歸系數(shù)為0.0134，且在1%的水平上顯著正相關(guān)。說明無論銀行績效指標(biāo)用ROA還是ROE衡量，在引入外資參股的銀行中，專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與銀行績效均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)7得到驗(yàn)證。

表6 專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與銀行績效的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

4.3 外資董事占比對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用分析

為了探究“引入外資參股的銀行中，隨著外資董事占比的增加，董事會(huì)特征和銀行績效的相關(guān)關(guān)系如何變化”，本部分選取FS=1的商業(yè)銀行樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸。由于前一部分對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了分析，故本部分重在分析外資董事占比對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

表7分別列示了式(2)、式(4)選用ROA和ROE作為被解釋變量的回歸結(jié)果。在式(2)的回歸結(jié)果中， BDSIZE*FD對(duì)ROA回歸的回歸系數(shù)為-0.0025，且在10%的水平上顯著，對(duì)ROE回歸的回歸系數(shù)為-0.0402，且在10%的水平上顯著，這說明模型中加入FD后，BDSIZE與ROA、ROE之間的正相關(guān)作用被削弱，即隨著董事會(huì)中外資董事占比的提高，董事會(huì)規(guī)模與銀行績效之間存在的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)一定程度的減弱，這一結(jié)果支持了本文的假設(shè)2。在式(4)中，NONEXEC*FD對(duì)ROA回歸的回歸系數(shù)為0.1237，在1%的水平上顯著，對(duì)ROE回歸的回歸系數(shù)為1.7537，在1%的水平上顯著。而本節(jié)第一部分實(shí)證結(jié)果顯示NONEXEC與ROA、ROE顯著正相關(guān)，由此可知，隨著董事會(huì)中外資董事占比的增加，非執(zhí)行董事與銀行績效的正相關(guān)關(guān)系將有所強(qiáng)化，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)4。

表7 外資董事占比對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系影響的回歸結(jié)果

續(xù)表7 外資董事占比對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系影響的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

表8分別列示了式(6)、式(8)選用ROA和ROE作為被解釋變量的回歸結(jié)果。在式(6)的回歸結(jié)果中， MF*FD對(duì)ROA回歸的回歸系數(shù)為-0.0028，且在1%的水平上顯著，對(duì)ROE回歸的回歸系數(shù)為-0.0562，且在1%的水平上顯著，這說明模型中加入FD后，MF與ROA、ROE之間的正相關(guān)作用被削弱，即隨著董事會(huì)中外資董事占比的提高，董事會(huì)會(huì)議頻率與銀行績效之間存在的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)一定程度的減弱，這一結(jié)果支持了本文的假設(shè)6。在式(8)的回歸結(jié)果中， PB*FD對(duì)ROA回歸的回歸系數(shù)為-0.0244，在1%的水平上顯著，對(duì)ROE回歸的回歸系數(shù)為-0.2317，在10%的水平上顯著。說明FD對(duì)于PB與ROA之間的正相關(guān)關(guān)系具有削弱作用，即隨著董事會(huì)中外資董事占比的增加，專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與銀行績效的正相關(guān)關(guān)系將顯著減弱，本文假設(shè)8由此得到驗(yàn)證。

表8 外資董事占比對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的影響

續(xù)表8 外資董事占比對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的影響

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%；括號(hào)里的數(shù)值為t值。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的可靠性，本文針對(duì)前文的回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一方面借鑒呂勇斌[22]的做法，用通貨膨脹率、實(shí)際GDP增長率、RM2廣義貨幣增長率替換年度控制變量；另一方面由于我國商業(yè)銀行分為國有大型商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行三種類別，銀行績效會(huì)因銀行類別而產(chǎn)生差異，從而導(dǎo)致本文估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤，因此加入銀行類別變量作為控制變量。由于本文重在研究外資參股對(duì)董事會(huì)特征與銀行績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，因此，主要針對(duì)式(2)、(4)、(6)、(8)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)與主檢驗(yàn)部分的回歸結(jié)果基本一致，表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

5 結(jié)語

本文以2007—2016年121家商業(yè)銀行的748個(gè)樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了外資參股、董事會(huì)特征與商業(yè)銀行經(jīng)營績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相比于未引資商業(yè)銀行，引資商業(yè)銀行的公司治理能力和經(jīng)營績效得到了提高，且在引入外資參股的商業(yè)銀行樣本中：(1)董事會(huì)規(guī)模與經(jīng)營績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，然而隨著董事會(huì)中外資董事占比的增加，該種正相關(guān)關(guān)系會(huì)減弱。(2)董事會(huì)成員中非執(zhí)行董事占比與經(jīng)營績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且隨著董事會(huì)成員中外資董事占比的增加，該種正相關(guān)關(guān)系會(huì)增強(qiáng)。(3)董事會(huì)會(huì)議召開頻率與經(jīng)營績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，然而隨著董事會(huì)成員中外資董事占比的增加，該種正相關(guān)關(guān)系會(huì)減弱。(4)董事會(huì)下屬專業(yè)委員會(huì)數(shù)目與經(jīng)營績效正相關(guān)，然而隨著董事會(huì)成員中外資董事占比的增加，該種正相關(guān)關(guān)系會(huì)減弱。

據(jù)此，本文建議商業(yè)銀行引入外資參股后：(1)應(yīng)當(dāng)引入外資董事參與董事會(huì)治理，適度擴(kuò)大董事會(huì)規(guī)模；向外資股東提供適量的非執(zhí)行董事席位；適度增加董事會(huì)會(huì)議頻率，為中資董事與外資董事進(jìn)行充分溝通提供必要條件；積極完善董事會(huì)下屬的專業(yè)委員會(huì)體系。(2)根據(jù)實(shí)際情況，適度控制董事會(huì)中外資董事占比的不合理增加，確保外資董事與獨(dú)立董事之間的實(shí)質(zhì)性獨(dú)立。