民營資本持股對城市商業(yè)銀行經(jīng)營績效的影響

張萌萌 沈維怡

( 南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 江蘇南京 210095)

1 引言

2023年以來，我國國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展扎實推進，總體回升向好。為了鞏固經(jīng)濟復(fù)蘇，促進民營經(jīng)濟發(fā)展壯大成為關(guān)鍵。2023年7月，國務(wù)院發(fā)布了“關(guān)于促進民營經(jīng)濟發(fā)展壯大的意見”，體現(xiàn)了我國政府對民營經(jīng)濟的重視。隨著我國金融體制和銀行業(yè)改革的持續(xù)推進，城市商業(yè)銀行的公司治理問題日益受到監(jiān)管部門的重視。公司治理對銀行的運營有直接影響，而股權(quán)結(jié)構(gòu)構(gòu)成了公司治理的基礎(chǔ)，是決定公司經(jīng)營管理模式的關(guān)鍵因素。

一些學(xué)者認為， 民營資本持股對城商行績效具有積極的影響作用。與地方政府決策時更多出于地方經(jīng)濟建設(shè)、官位升遷不同，民營股東入股城商行是希望追求更多利潤，例如尋求股權(quán)價值的增長和股利分紅、獲得銀行特許經(jīng)營權(quán)等，因此民營股東自發(fā)地產(chǎn)生改善城商行經(jīng)營績效的動機(馬燦坤等，2021)。此外，私人股東可以為銀行提供各種行業(yè)的產(chǎn)業(yè)資訊及技術(shù)支持，從而提高城商行的經(jīng)營績效(Barry et al，2011；Saghi- Zedek，2016)。

也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，民營資本持股對城商行績效可能存在消極抑制作用。當(dāng)民資股東利用關(guān)聯(lián)關(guān)系形成貸款擔(dān)保鏈，并以此獲取遠超企業(yè)負債能力的巨額銀行貸款時，一旦關(guān)聯(lián)企業(yè)出現(xiàn)問題，過多關(guān)聯(lián)貸款就會增加城商行的風(fēng)險，使其經(jīng)營狀況惡化，對銀行經(jīng)營績效產(chǎn)生負向影響(何美玲和洪正，2019)。此外，根據(jù)傳統(tǒng)公司金融的股東制衡理論，持股比例較高的大股東之間相互制衡和交叉監(jiān)督可有效遏制控股股東欲掏空公司的行為。目前，城商行的民營股東雖然持股比例總和在整體股本結(jié)構(gòu)中占比較高，但股權(quán)分布較分散，單一股東持股比例較低(洪正等，2019)，很少出現(xiàn)能夠約束控股股東的大股東，缺乏對政府股東進行監(jiān)督與制衡的能力。

目前，城商行的控制權(quán)主要集中在當(dāng)?shù)卣种?。一方面，地方政府在?jīng)濟、金融市場中發(fā)揮著良好的導(dǎo)向作用，由地方政府控股可以幫助城商行有效規(guī)避金融市場失靈等問題帶來的風(fēng)險(馬燦坤等，2021)；另一方面，當(dāng)?shù)胤秸鲇谀承┨囟康倪M行項目投資建設(shè)時，存在很強的動機來資助某些特定企業(yè)，并為其提供融資便利，甚至為政府官員晉升謀求私利(紀志宏等，2014；錢先航等，2011)。此時，城商行作為地方政府發(fā)展地方經(jīng)濟的重要資金來源，需要被動趨附于地方政府的利益訴求。

總之，目前關(guān)于民營資本持股、政府控股及城商行經(jīng)營績效的相關(guān)研究結(jié)論不一，且僅有較少學(xué)者關(guān)注政府持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在國家日益重視民營經(jīng)濟的背景下，研究民營資本持股對于城商行經(jīng)營績效的影響效應(yīng)及政府持股在其中的調(diào)節(jié)作用，具有重要的現(xiàn)實和理論意義。

2 理論分析與研究假設(shè)

首先，民營資本較國有資本具有更強的逐利性，對成本和利潤更加敏感，以確保城商行高速有效地運營，促進銀行經(jīng)營績效提高，因此引入民營資本可以使城商行的股權(quán)結(jié)構(gòu)多樣化，減少城商行受到行政干預(yù)的影響；其次，隨著民營資本在城商行總股本中的占比逐年提高，民營股東既有動機又有能力行使其監(jiān)督權(quán)，以改善城商行的經(jīng)營(何美玲和洪正，2019)；最后，來自不同行業(yè)背景的民營股東能夠為城商行提供不同的行業(yè)信息及其他技術(shù)支持，提高銀行的產(chǎn)品多元化程度和經(jīng)營績效。雖然民營資本參股可能通過關(guān)聯(lián)交易等行為對城商行的經(jīng)營產(chǎn)生負向影響，但政府的有效監(jiān)管和民營股東的逐利本能均會有效抑制這些不良影響。據(jù)此，本文提出以下假說：

假說1：民營資本入股能夠提高城商行經(jīng)營績效。

引導(dǎo)民營資本入股城商行的主要目的是提升城商行的市場化程度，充分發(fā)揮民營資本以盈利為目的的特征提高其盈利能力，同時可以減輕地方政府扶持城商行的財政壓力。但如果城商行的政府持股比例較高，即政府的影響力相對更大，地方政府就可能會從宏觀上促進地方經(jīng)濟的發(fā)展和從提高地方聲譽的角度出發(fā)，主張城商行投資某些非盈利或低盈利性的政策項目，從而抑制民營資本對銀行經(jīng)營績效的正向影響(趙尚梅等，2012)。據(jù)此，本文提出以下假說：

假說2：政府控股會削弱民營資本入股對城商行經(jīng)營績效的影響效應(yīng)。

3 研究設(shè)計

3.1 變量設(shè)計

由于凈資產(chǎn)收益率會受到企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響，托賓q值不適合未上市企業(yè)，本文采用總資產(chǎn)收益率(ROA)作為城商行經(jīng)營績效的代理變量。為了反映更全面的影響情況，本文的核心解釋變量，即民營資本持股變量分為民營資本持股質(zhì)量變量和民營資本持股數(shù)量變量兩類。此外，本文采用虛擬變量形式設(shè)置股權(quán)性質(zhì)變量，當(dāng)城商行實際控制人為政府或國有資本時取值為1，否則為0。具體變量設(shè)計如表1所示。

表1 變量定義

3.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)銀保監(jiān)會《銀行業(yè)金融機構(gòu)法人名單》(截至2020年12月31日)，本文選取東部地區(qū)10省(市)43家城市商業(yè)銀行2015—2020年的數(shù)據(jù)作為樣本。選擇該地區(qū)數(shù)據(jù)作為樣本的主要原因是：東部地區(qū)處于我國經(jīng)濟和金融發(fā)展的前沿，具有較高的市場化水平，城商行股份制改革程度高，引入民營股東和戰(zhàn)略投資者相對徹底，其研究結(jié)果具有一定的參考意義。鑒于大部分城市商業(yè)銀行未上市，本文通過城商行官方網(wǎng)站公布的年度報告手動收集整理城商行股權(quán)結(jié)構(gòu)和財務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)，并通過國泰安數(shù)據(jù)庫補充上市城商行財務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)。

3.3 模型設(shè)計

為了驗證假說1和假說2，本文設(shè)計面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型如下：

式(1)為基準(zhǔn)回歸，用于探究民營資本持股對城商行經(jīng)營績效的影響。其中M表示核心解釋變量，分別表示民營資本持股比例(Share)、民資控股虛擬變量(Prvt)、重要民營股東數(shù)量(Impnum)和民營股東數(shù)量(Sharenum)。式(2)以式(1)為基礎(chǔ)，額外引入政府控股調(diào)節(jié)變量及民資持股變量與調(diào)節(jié)變量的交互項，以驗證政府控股對民資入股影響城商行經(jīng)營績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4 實證分析

4.1 基準(zhǔn)模型檢驗

多重共線性檢驗結(jié)果顯示，解釋變量和控制變量的VIF值均小于5，在標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)，表明模型設(shè)定不存在嚴重的多重共線性。由表2可知，民資持股比例、民資是否控股、民營股東數(shù)量、重要民營股東數(shù)量均在1%的顯著性水平上對城商行的經(jīng)營績效具有正向影響。由此可見，在1%的顯著性水平上，民資入股城商行無論是從持股質(zhì)量還是在持股數(shù)量上，都可以顯著提高經(jīng)營績效，假說1得到驗證。

表2 基準(zhǔn)模型檢驗結(jié)果

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文對模型(2)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果如表3所示。由表3可知，解釋變量的3個代理指標(biāo)民營資本持股比例、重要民營股東數(shù)量和民營股東數(shù)量的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正(民資控股虛擬變量與調(diào)節(jié)變量沖突刪除)，各解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項均在1%的水平上顯著為負，說明政府控股會削弱民營資本入股城商行對經(jīng)營績效的提高效應(yīng)，與假說2相符。

表3 政府控股的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.3 內(nèi)生性檢驗

實證結(jié)果顯示，民營資本持股無論從質(zhì)量上還是從數(shù)量上，均對城商行經(jīng)營績效具有正向作用，但民營股東是否會根據(jù)城商行經(jīng)營狀況的好壞來決定是否入股城商行呢？需要進行內(nèi)生性分析，以排除這一逆向選擇問題對本文結(jié)論的影響。

本文進行了分組均值t檢驗，排除了內(nèi)生性問題，參考Zhu ＆ Yang(2016)、何美玲和洪正(2019)的研究，選擇民資持股比例10%作為分組依據(jù)，并將整個樣本期內(nèi)始終低于該分界點的數(shù)據(jù)作為樣本A，樣本期內(nèi)至少有一年民資持股比例高于該分界點的數(shù)據(jù)作為樣本B。如果逆向選擇的行為存在，則樣本B的ROA就應(yīng)顯著高于樣本A，t檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可知，無論是單側(cè)檢驗還是雙側(cè)檢驗，均無法拒絕原假設(shè)，即樣本A和B之間并無顯著差異。

表4 分組均值t檢驗

表5 滯后解釋變量基準(zhǔn)回歸

此外，檢驗雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題比較常見的方法是滯后解釋變量，以消除可能存在的時差效應(yīng)。本文將解釋變量滯后一期，即用前一年的民營資本持股變量解釋當(dāng)年的城商行經(jīng)營績效。由表4可知，將解釋變量滯后一期，估計系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，在一定程度上排除了內(nèi)生性對結(jié)果的影響。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證回歸結(jié)果的可靠性，使結(jié)論更加穩(wěn)健，本文選取江、浙、滬、魯4省(市)26家城商行156個數(shù)據(jù)作為子樣本進行回歸檢驗。檢驗結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上，各解釋變量的系數(shù)均為正，解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項系數(shù)均為負，前文的實證結(jié)論未發(fā)生變化，在一定程度上證明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

5 結(jié)語

綜上所述，本文以我國東部地區(qū)48家城市商業(yè)銀行2015—2020年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究了民營資本參股對城商行績效水平的影響，并結(jié)合城商行受政府或國有資本控股的明顯特點，分析了政府作為實際控制人對民資入股影響城商行經(jīng)營績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證結(jié)果顯示，無論是在持股質(zhì)量還是持股數(shù)量方面，民營資本持股均可顯著提高城市商業(yè)銀行的經(jīng)營績效。通過進一步分析發(fā)現(xiàn)，在城商行被政府或國有性質(zhì)資本控股的情況下，民營資本對城商行經(jīng)營績效正向促進作用的發(fā)揮受到一定程度的限制，之后進行的內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均在一定程度上佐證了上述結(jié)論的可靠性。因此，促進民營經(jīng)濟發(fā)展，鼓勵民營資本持股城商行具有較好的促進城商行高質(zhì)量發(fā)展的效果與潛力。