（企业管理专业论文）股权制衡下商业银行股东关系研究.pdf

华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 i 摘摘 要要 银行作为中国金融资源配置的基础，在中国的社会和经济发展中具有举足轻重 的地位。银行业的治理成效，一方面体现了中国政府作为行业监管者的导向力度， 另一方面则体现了中国经济的发展水平。因此银行业的改革对本国的经济发展和社 会稳定具有不可小觑的作用。如何更有效地加强商业银行运作效率，如何激励商业 银行利益主体加强银行治理，成为众多专家研究的热点。 在当今股份制银行中，控股股东操控着银行的经营治理权，通过任命银行经理 层来使得自身利益最大化，中小股东却处于被动地位，只能“用脚投票”的方式维 护自身利益，因此控股股东和广大中小股东形成新的委托-代理关系，在委托人与代 理人基于不完全契约的情况下，如何更好地更大地提高银行运营绩效，对于银行这 一特殊企业的商业行为，政府应该如何实施有效监管，都成为商业银行治理中具有 实际意义的问题 本文拟运用海洋博弈方法，将商业银行中小股东作为整体予以考虑，从而构建 相关的数理模型分析不同股权结构下的中小股东与控股股东的博弈关系，在此基础 上，分别从非国有股份制商业银行和国有商业银行两方面出发，深入分析我国商业 银行应当构建何种股权结构和股权制衡度以保证中小股东利益，最大化股东整体利 益， 提高银行的运营绩效。 最后通过对 12 家上市商业银行股权制衡度与绩效的实证 分析，检验数理模型研究结果，并针对实证检验结果给出保护投资人利益最大化的 合理股权结构和监管体系的建议，以完善我国商业银行股权结构和治理机制。 关键词：关键词：商业银行，股权制衡，大股东，中小股东 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 ii abstract as the financial basis, banks play an important role in chinese social and economic development. effective management of the banking reflects that the chinese government is the regulator of the industry-oriented, and also it reflects the level of chinese economic development. so banking reform has the highly regarded function to our country economic development and the social stability. therefore, it becomes hot spot among experts how to strengthen the commercial bank operation efficiency effectively, and how to stimulate the interest body enhance bank governance. in the joint-stock bank, controlling shareholder controls the bank management government power, and maximize there benefit by appointing bank manager. actually small and medium-sized shareholders are in the passive position, which maintains their benefits only by “feet voting”.so there are a new principal- agent relation between the controlling shareholder and small and medium-sized shareholders. it is significant to the bank governance that how to improve the operating performance of banks and how to monitor the banks effectively, in the case of incomplete contract. this paper will use the oceanic-games method, and consider the small and medium-sized shareholders as the whole, then analysis the relation between this whole and the controlling shareholder by constructing a mathematical model. based on this, the paper analyzes the relation between the controlling shareholder and small ijt ，其中0.5,0.5 ij ，若 00 , t ， 0 0.5 0 0.5 1 (0.5)( )c dc = 1。 显然，上式在 0t 时，积分区间固定，( )0c，因此被积函数越大，上式 积分结果也将越大。 1 milnor 和 shapley（1978）认为在制衡型股权结构 12 ,; 中，大股东的博弈收益存在着如下关系 0 0.5 0 0.5 1 (0.5)( )y dy = ，其中 y 为投票博弈中获胜方所需要的最低投票权份额（quota）， 0 为其他大 股东恒定不变的持股额， 0 为“海洋”恒定不变的持股额。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 21 由3.2.2的推导可知， 00 1 2 ij =时，( )c取最大值。 银行大股东的权益收益最大值为： 0000 00 11 max,; 22 = 上述推导说明，在国有商业银行中，如要防止国有大股东将银行资本作为国库 资金，不顾其他股东利益用于除银行运营之外的其他用途，实现政治目标，如任意 补贴财政、解决政府财政赤字问题或投建其他国有项目等行为，破坏商业银行正常 的经济目标，损害其他股东权益，就必须建立这样一种股权结构：在该股权结构中， 应适当降低国有股持股比例，将其控制在至少低于50%的持股水平，并存在一个非 国有性质的大股东，即股东j必须为非国有股东，其持股比例与国有股东比例相当， 能够较好地制约国有股东的行为， 防止其过度占用银行资金， 使得银行低效率运作， 破坏股东利益。 3.3.2 非国有商业银行股权结构的博弈分析非国有商业银行股权结构的博弈分析 非国有商业银行虽然不存在国有商业银行的诟病，但容易威胁存款者利益，引 起金融动荡。因此，在非国有商业银行中，更应当建立合理的股权制衡度，以约束 大股东的不端行为。通过第二章整理的数据可知，我国非国有商业银行股权制衡度 一般较大，前十大股东持股比例，尤其是前五大股东持股比例相对均匀，较少出现 持股比例超过50%的绝对控股股东。 基于以上情况，我们假设：非国有商业银行中存在第一大股东为非国有股东i， 另存在m个大股东，其持股比例均小于50%，并能对国有股形成一定的制衡，剩下 的股份由大量分散的中小股东（作为“海洋” ）持有。 根据以上假设条件，我们可得到非国有商业银行符合制衡型股权结构 12 ,; im l，其中0.5,0.5,1,2 it tm=l， 若 0120 , m +=l， 则由3.3.1同理可得：当且仅当 0 0 1 2 i =时， 大股东权益收益取得最大值 000000 0 111 max,; 222mm =l 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 22 以上推导过程说明在非国有商业银行中，如要防止过度的银行私有化威胁到金 融稳定和存款者利益保护等问题，就必须建立更高的股权制衡度，防止少数大股东 操纵银行的经营决策，影响关系国家经济命脉的银行资本。在提高非国有商业银行 股权制衡度的同时，也应当注意到过高的股权制衡会给银行带来过高的决策成本， 因此，对于非国有商业银行来说，应当将股权制衡控制在适当的范围内，既不能让 两三个股东轻易地达成合谋，操纵银行资本，损害股东及存款者利益，也不能使银 行陷入高决策成本的囹圄中，这使得我们需要进一步考虑商业银行完全私有化的合 理性问题，所以本文认为，在非国有商业银行中，应当建立含有能同其他大股东一 同对第一大股东形成制衡的国有股份的内部型股权结构，这样，既维护了商业银行 的稳定，又提高了商业银行的运营效率，不失为非国有商业银行较好的股权结构。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 23 4 中国商业银行股权制衡度与绩效的实证分析中国商业银行股权制衡度与绩效的实证分析 在第3章关于股权制衡下大股东与中小股东的理论模型中，我们运用海洋博弈 构建了相关数理模型探讨了股权制衡度与股权权益保护之间的关系，以及如何构建 最合理的股权结构。在本章中，我们拟建立相关的计量模型，探析股权制衡与银行 经营绩效的关系。 4.1 样本数据及变量选择样本数据及变量选择 我们拟采用建设银行、中国银行、工商银行、招商银行、华夏银行、深圳发展 银行、民生银行、南京银行、宁波银行、浦发银行、中信银行、兴业银行等12家银 行2005-2008年的财务数据，为验证股权制衡度与公司绩效之间的关系，我们作出 如下设定： 1）被解释变量的样本数据和变量选择 为保证对该控股股东的行为形成一定牵制，必存在能与之抗衡的其他大股东， 因此，我们假定除第一大股东之外，还存在有限个能与之抗衡的大股东，在数据中 我们能比较容易地发现，作为样本的12家银行，其股权主要集中于前五大股东，在 第十家股东时的持股比例已经较前五家大幅减少，因此我们将样本扩展到第十家， 以更好地减少数据误差。相关数据如表4-1所示。 表 4-1 12 家上市商业银行前十大股东持股比例情况 银行名称 银行名称 s1 s2 s3 s4 s5 s6 s7 s8 s9 s10 建设银行 08 48.22 19.13 12.53 8.85 5.65 1.28 0.34 0.08 0.07 0.06 中国银行 08 67.52 12.24 8.25 4.13 3.3 0.93 0.2 0.19 0.14 0.08 工商银行 08 35.4 35.3 13.2 4.9 4.2 1.9 0.4 0.2 0.1 0.1 招商银行 08 17.78 12.37 6.44 3.84 2.95 2.58 1.77 1.7 1.4 1.2 华夏银行 08 13.98 11.94 11.27 6 4.08 3.43 2.49 2.42 2.01 1.93 深发展 08 16.76 4.86 2.81 2.64 1.71 1.51 1.5 1.09 0.96 0.88 浦发银行 08 23.573 7.286 3.779 2.815 1.664 1.4191.2010.934 0.868 0.85 民生银行 08 5.9 5.1 4.92 4.76 4.01 3.94 3.64 3.28 3.27 3.09 南京银行 08 13.35 12.61 11.17 2.4 1.13 1.13 1.09 1.07 0.83 0.6 宁波银行 08 10.8 10 7.16 7.16 7.16 7.16 7.16 2.45 2.43 2.16 中信银行 08 62.33 15.66 9.9 5.1 0.43 0.17 0.17 0.17 0.09 0.09 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 24 续表 4-1 兴业银行 08 20.8 12.78 4 2.87 2.67 2.05 1.96 1.62 1.52 1.47 建设银行 07 59.117 12.071 8.855 8.187 5.652 1.3 0.5140.342 0.1220.1 中国银行 07 67.494 12.151 8.25 4.125 3.3 1.3310.2 0.186 0.1660.053 工商银行 07 35.3 35.3 12.9 4.9 4.2 1.9 0.4 0.2 0.2 0.2 招商银行 07 17.88 12.11 6.44 3.85 2.95 2.58 1.78 1.7 1.4 1.2 华夏银行 07 10.19 8.15 7.13 7.02 4.76 4.08 2.88 2.82 2.41 2.39 深发展 07 16.7 2.99 1.93 1.63 1.4 1.37 1.33 1.26 1.21 1.19 浦发银行 07 23.573 7.286 3.779 3.617 2.75 1.7161.4191.201 0.1020.95 民生银行 07 5.9 5.1 4.93 4.82 4.82 4.01 3.94 3.88 3.63 3.32 南京银行 07 12.99 12.61 11.17 3.28 1.13 1.13 1.09 1.09 1.07 0.71 宁波银行 07 10.8 10 7.16 7.16 7.16 7.16 7.16 2.43 2.16 0.88 中信银行 07 62.33 15 12.41 4.83 0.17 0.17 0.17 0.09 0.09 0.08 兴业银行 07 20.4 12.78 4 3.4 3.2 3 2.9 2.67 1.76 1.71 建设银行 06 61.485 11.1 9.21 8.52 5.88 1.34 1.34 0.71 0 0 中国银行 06 67.49 11.92 8.26 4.13 3.3 1.33 0.2 0.19 0.17 0.09 工商银行 06 35.3 35.3 12.9 4.9 4.2 1.9 0.4 0.2 0.2 0.2 招商银行 06 17.79 12.1 6.44 3.85 2.95 2.58 1.78 1.7 1.4 1.2 华夏银行 06 10.19 8.15 7.13 7.02 6.88 4.08 3.22 2.88 2.51 2.41 深发展 06 17.89 3.2 1.74 1.29 1.12 1.03 1.01 0.96 0.8 0.74 浦发银行 06 23.57 7.29 3.98 3.78 2.75 1.72 1.2 0.94 0.94 0.94 民生银行 06 5.98 5.64 5 4.71 4.64 4.08 3.9 3.11 2.82 2.12 南京银行 06 19.78 19.2 17 5 1.72 1.69 1.66 1.66 1.63 0.85 宁波银行 06 13.17 12.2 8.73 8.73 8.73 8.73 8.73 2.97 2.63 1.07 中信银行 06 n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. 兴业银行 06 20.4 12.78 4 3.4 3.2 3.75 2.9 2.67 1.76 1.71 建设银行 05 100 0 0 0 0 0 0 0 0 0 中国银行 05 83.15 10 5 1.61 0.24 0 0 0 0 0 工商银行 05 100 0 0 0 0 0 0 0 0 0 招商银行 05 17.78 8.53 5.64 3.16 2.5 2.05 1.95 1.93 1.76 1.76 华夏银行 05 14.29 11.43 10 8.57 4.29 4 3.52 2.86 2.14 2.14 深发展 05 17.89 3.2 1.74 1.29 0.8 0.77 0.44 0.4 0.38 0.37 浦发银行 05 7.01 4.87 4.85 4.73 4.62 4.21 1.92 1.92 1.62 1.57 民生银行 05 5.99 5.64 5 4.71 4.64 4.08 3.9 3.11 2.82 2.17 南京银行 05 19.78 19.2 17 5 1.72 1.69 1.66 1.66 1.63 0.85 宁波银行 05 n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. 中信银行 05 n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. n.a. 兴业银行 05 25.51 15.98 5 4.25 4 3.75 3.33 2.2 2.13 2.1 资料来源：本数据来自于各银行 2005-2008 年年报整理所得。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 25 由上述数据可知：十二家样本银行的前十大股东持股比例均超过50%，其中中 国银行、工商银行、建设银行以及中信银行的前五大股东持股比例高达90%以上。 因此，我们设置股权制衡度b由如下计算得出： b= 2345 1 678910sssssssss s + （4-1） 其中： 1 s第一大股东持股比例； 2 s第二大股东持股比例； 3 s第三大股东持股比例； 4 s第四大股东持股比例； 5 s第五大股东持股比例； 6 s第六大股东持股比例； 7 s第七大股东持股比例； 8 s第八大股东持股比例； 9 s第九大股东持股比例； 10 s第十大股东持股比例。 由此可得出股权制衡度结果如表4-2所示。 表 4-2 12 家上市商业银行股权制衡度情况 银行名称 2008 2007 2006 2005 银行名称 2008 2007 2006 2005 建设银行 0.9952 0.628296 0.619663 0 中国银行 0.4363 0.440958 0.438435 0.202646 工商银行 1.7034 1.705382 1.705382 0 招商银行 1.9263 1.902125 1.911186 1.646794 华夏银行 3.2597 4.086359 4.345437 3.425472 深发展 1.0716 0.856886 0.664617 0.524874 浦发银行 0.8828 0.968057 0.998727 4.323823 民生银行 6.1034 6.516949 6.023411 6.021703 南京银行 2.3993 2.561971 2.548534 2.548534 宁波银行 4.8926 4.747222 4.747153 4.747153 中信银行 0.5099 0.529601 0.529601 0.529601 兴业银行 1.4875 1.736275 1.773039 1.675421 数据来源：根据各上市商业银行 2005-2008 年年报股东持股数据计算所得。 2）解释变量及控制变量的样本数据和变量选择 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 26 在前两章的理论分析中，我们认为合理的股权制衡度可以有效牵制控股股东不 利行为，有效提高银行经营绩效，使得全体股东权益最大化。股东利益收益以银行 经营绩效为依托， 我们默认银行经营绩效较好时， 全体股东能够分享其带来的收益。 因此，我们设定股权制衡度与银行的经营绩效成倒u型曲线相关关系，即在合理的 范围内制衡度越高，则银行经营绩效越好，超出合理范围则随股权制衡度的提高而 降低。 银行作为一个特殊的企业，其具有很多自身特点，本文拟采用净资产收益率 （roe）作为银行绩效的指标，并设定相关的控制变量，具体选取结果如下： （1）成长性：主营业务收入增长率是一项能较好反映企业运营结果的指标，同 其他企业一样，主营业务收入增长率主要是用来反映银行盈利能力和成长性。 （2）流动性：本文选取总资产周转率的指标来反映银行的资本金周转的情况， 从而能够较好地反映银行资本的流动性，也更好地说明其资本使用的健康程度。 （3）安全性：我们更需要着重考虑作为金融业基础的银行资本金安全性问题， 这不仅关系到银行所有者的切身利益， 也关系到广大存款人以及国家的利益。 因此， 本文另加入总资产指标，来反映银行资本金稳定性。 经过上述分析，我们构建的计量模型中所包含的变量如表4-3所示，具体数据 见表4-4。 表 4-3 计量模型变量一览表 变量性质 指标名称 符号 计算方法 变量性质 指标名称 符号 计算方法 被解释变量 绩效（净资产收益率） p 净资产收益率=净利润/期末股东权益*100% 解释变量 股权制衡度 b 股权制衡度=第二至第十大股东持股比例和/第一大股东持 股比例，见公式（4-1） 总资产 ta 资产负债表中“资产总计”金额 总资产周转率 tor 总资产周转率=主营业务收入净额/资产总额*100% 控制变量 主营业务收入增长率 mbgr 主营业务收入增长率=（本期主营业务收入-上期主营业 务收入）/上期主营业务收入*100% 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 27 表 4-4 12 家商业银行 2005-2008 期间绩效财务数据 银行名称 银行名称 roe b ta tor mbgr 建设银行 08 19.87 0.9952 755545200 3.5 21.89 中国银行 08 13.57 0.4363 695569400 3.3 26.36 工商银行 08 18.36 1.7034 975765400 3.2 21.88 招商银行 08 26.51 1.9263 157179700 3.5 35.04 华夏银行 08 11.2 3.2597 73163718.65 2.4 23.5 深发展 08 3.74 1.0716 47444017.3 3.1 34.29 浦发银行 08 30.03 0.8828 130942544.2 2.6 33.56 民生银行 08 14.63 6.1034 105435000 3.3 38.4 南京银行 08 12.89 2.3993 9370607.14 3.4 67.4 宁波银行 08 15.12 4.8926 10326319.06 3.3 51.7 中信银行 08 13.97 0.5099 118783700 3.4 44.25 兴业银行 08 23.22 1.4875 102089882.6 2.9 34.73 建设银行 07 16.4 0.628296 659817700 3.3 46.1 中国银行 07 13.24 0.440958 599555300 3.2 31.27 工商银行 07 15.08 1.705382 868428800 2.9 42.08 招商银行 07 22.43 1.902125 131055200 3.1 63.28 华夏银行 07 16.09 4.086359 59233827.45 2.4 41.6 深发展 07 20.73 0.856886 35253936.1 3.1 51.47 浦发银行 07 19.43 0.968057 91498034.6 2.8 36.72 民生银行 07 12.62 6.516949 91979641 2.8 44.96 南京银行 07 9.15 2.561971 7606371.18 2.5 27.61 宁波银行 07 11.86 4.747222 7551077.11 3 40.17 中信银行 07 9.85 0.529601 101123600 2.8 56.13 兴业银行 07 22.07 1.736275 85133526.96 2.6 61.18 建设银行 06 14.03 0.619663 544851100 2.8 18.03 中国银行 06 10.79 0.438435 533202500 2.7 18.62 工商银行 06 15.08 1.705382 750948900 2.4 12.84 招商银行 06 12.88 1.911186 94310200 2.6 0.1 华夏银行 06 12.51 4.345437 44493952.7 2.3 -27 深发展 06 20.12 0.664617 26076069.2 3 51.47 浦发银行 06 13.57 0.998727 68935843.6 2.7 -11.83 民生银行 06 19.85 6.023411 72508705.2 2.4 -26.66 南京银行 06 22.77 2.548534 5798700.34 2.6 23.75 宁波银行 06 19.78 4.747153 5654623.29 2.8 30.09 中信银行 06 11.71 0.529601 70685900 2.5 31.68 兴业银行 06 23.45 1.773039 61746039.6 2.2 43.4 建设银行 05 16.38 0 458574200 3 13.05 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 28 续表 4-4 中国银行 05 11.8 0.202646 474280600 2.4 1078 工商银行 05 14.56 0 645410600 3 15.88 招商银行 05 15.93 1.646794 38359896 2.6 46.59 华夏银行 05 12.33 3.425472 35612842 3.9 27.41 深发展 05 6.97 0.524874 22232468.66 2.5 2.31 浦发银行 05 16.01 4.323823 573066623 3.7 28.08 民生银行 05 17.48 6.021703 557136091 4.3 35.53 南京银行 05 17.45 2.548534 44160052 4.5 44.73 宁波银行 05 21.58 4.747153 42429348 2.9 18.41 中信银行 05 11.71 0.529601 70685900 2.5 31.68 兴业银行 05 19.28 1.675421 473987669 3.7 -22.4 数据来源：根据各上市商业银行 2005-2008 年年报整理所得 4.2 模型构建模型构建 在我们的假设下，我们拟认为股权制衡度应与商业银行绩效（roe）成曲线关 系，即两者之间满足二次方程关系，随着股权制衡度的增大，银行绩效（roe）逐 渐增高，到达一定的范围之后，则随着股权制衡度的增大而减小。 由于本文选取的12家商业银行2005-2008期间的平衡面板数据（unbalanced panel data），拟选用eviews5.0统计软件分析以上数据。由于12家商业银行存在着 显著的个体差异，模型之间的截距也不尽相同，所以本文通过在模型中增加虚拟变 量的方法估计回归参数，即运用固定效应模型（fixed effects regression model）来减 少误差，达到回归的精确性，更贴近现实情况。在第三章的推导分析中，本文得出 了商业银行股权制衡度应保持在合理的范围之内的结论， 太高则容易降低决策效率， 太低则破坏股东利益。因此根据以上设定和分析，本文假设商业银行绩效与股权制 衡度呈现出倒u型关系。考虑到12家商业银行对于不同的时间序列（个体）截距 有可能不同，而对于不同的横截面，模型的截距没有显著性变化，因此建立个体固 定效应模型如公式（4-2）： 2 123451122 ,1,2, ititititititnnit pbbtatormbgrwwwtt=+=ll （4-2） 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 29 其中wi = 1,1,2,., 0, iin= 如果属于第 个银行个体 其他 ，。 注：模型(4-2)中， it p为被解释变量， it b为解释变量， it ta、 it tor、 it mbgr为控制变量， t w为虚拟变量， t 为不同银行个体模型的截距， it 为随机误差项。 4.3 回归分析与结果说明回归分析与结果说明 4.3.1 回归分析回归分析 根据上述分析，利用eviews5.0 对模型（4-2）进行回归（见图4-1所示），并 对回归的方程进行整理，结果如下： roe1 = 0.6593391661 + 12.53963807 + 1.657934985*b1 - 0.2772336221*b21 - 3.823277665e-010*ta1 + 0.7645176915*tor1 - 0.0006324769879*mbgr11 roe2 = -1.47015463 + 12.53963807 + 1.657934985*b2 - 0.2772336221*b22 - 3.823277665e-010*ta2 + 0.7645176915*tor2 - 0.0006324769879*mbgr2 roe3 = -0.09007469624 + 12.53963807 + 1.657934985*b3 - 0.2772336221*b23 - 3.823277665e-010*ta3 + 0.7645176915*tor3 - 0.0006324769879*mbgr3 roe4 = 1.471617793 + 12.53963807 + 1.657934985*b4 - 0.2772336221*b24 - 3.823277665e-010*ta4 + 0.7645176915*tor4 - 0.0006324769879*mbgr4 roe5 = -2.172833605 + 12.53963807 + 1.657934985*b5 - 0.2772336221*b25 - 3.823277665e-010*ta5 + 0.7645176915*tor5 - 0.0006324769879*mbgr5 roe6 = -1.681714432 + 12.53963807 + 1.657934985*b6 - 0.2772336221*b26 - 3.823277665e-010*ta6 + 0.7645176915*tor6 - 0.0006324769879*mbgr6 1 roe1、b1、b21、ta1、tor1、mbgr1 分别代表模型（5-2）中对应的第一家银行即建设银行的绩效 （p）、股权制衡度（b）、股权制衡度平方（ 2 b）、总资产（ta）、总资产周转率（tor）、主营业务收入 增长率（mbgr），以下各方程数字代表含义以此类推。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 30 roe7 = 2.027031936 + 12.53963807 + 1.657934985*b7 - 0.2772336221*b27 - 3.823277665e-010*ta7 + 0.7645176915*tor7 - 0.0006324769879*mbgr7 roe8 = 0.8979477394 + 12.53963807 + 1.657934985*b8 - 0.2772336221*b28 - 3.823277665e-010*ta8 + 0.7645176915*tor8 - 0.0006324769879*mbgr8 roe9 = -1.045239699 + 12.53963807 + 1.657934985*b9 - 0.2772336221*b29 - 3.823277665e-010*ta9 + 0.7645176915*tor9 - 0.0006324769879*mbgr9 roe10 = 0.3940260033 + 12.53963807 + 1.657934985*b10 - 0.2772336221*b210 - 3.823277665e-010*ta10 + 0.7645176915*tor10 - 0.0006324769879*mbgr10 roe11 = -2.044893454 + 12.53963807 + 1.657934985*b11 - 0.2772336221*b211 - 3.823277665e-010*ta11 + 0.7645176915*tor11 - 0.0006324769879*mbgr11 roe12 = 3.05494788 + 12.53963807 + 1.657934985*b12 - 0.2772336221*b212 - 3.823277665e-010*ta12 + 0.7645176915*tor12 - 0.0006324769879*mbgr12 由图4-1的回归结果可见，估计的整体效果p值（prob.）为0.068502，其中股 权制衡度及其平方所得p值 （prob.） 分别为0.0700和0.0508， 其值与我们设想的 0.05 较为相近，严格小于 0.1，因此我们认为回归结果都是显著的。通过该组数据的回 归估计，本文认为商业银行绩效（roe）与股权制衡度之间存在显著的相关性，并 呈现出倒u型的二次函数关系。 f检验的第一自由度k=5，第二自由度n-k-1=48-5-1=42，在显著性水平=0.25 时，查表得 0.25(5,42) f=1.39，本文回归方程f值为 1.855308，可以证明在 75%的 显著性水平下回归方程能通过 f 检验。 另本回归结果dw值为 2.533795，接近于 2.5 的可取范围，因此，可以认为回 归模型变量之间不存在明显的自相关关系，回归模型拟合度较好。 dependent variable: roe? method: pooled least squares date: 05/14/09 time: 22:14 sample: 2001 2004 included observations: 4 cross-sections included: 12 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 31 total pool (balanced) observations: 48 variable coefficientstd. errort-statisticprob. c 13.993714.7265382.9606680.0058 b? -0.9491830.505812-1.8765520.0700 b2? -0.3841400.189036-2.0320950.0508 ta? 4.46e-098.09e-090.5515420.5852 tor? 1.7999761.8664690.9643750.3423 mbgr? 0.0058440.0056701.0307950.3106 fixed effects (cross) 1-c -4.466714 2-c -8.374765 3-c -5.628766 4-c 1.877090 5-c 2.269500 6-c -4.196923 7-c 2.530591 8-c 12.81157 9-c -0.009550 10-c 4.478814 11-c -5.270416 12-c 3.979569 effects specification cross-section fixed (dummy variables) r-squared 0.489165 mean dependent var 15.83938 adjusted r-squared 0.225508 s.d. dependent var 5.274250 s.e. of regression 4.641617 akaike info criterion 6.179122 sum squared resid 667.8827 schwarz criterion 6.841839 log likelihood -131.2989 f-statistic 1.855308 durbin-watson stat 2.533795 prob(f-statistic) 0.068502 图 4-1 模型（4-2）回归结果 eviews5.0 生成图 注：b 为股权制衡度，b2 为股权制衡度的平方。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 32 4.3.2 结果说明结果说明 通过上一节的分析，我们可以看出实证结果能够验证第3章的博弈结果，因此 具有显著的经济意义，但我们仍要从以下几个方面来分析该实证分析结论所存在的 不足和仍需改进的地方。 （1） 实证数据的不完整性及特殊性。 因我国上市商业银行数量有限且上市时间 都不长，本文仅选取了数据相对较全的12家样本，而这12家银行上市时间有先有 后，参差不齐，故仅选取近四年的数据作为参考。因年度报表公布时间不一致，导 致某些重要数据的缺失。因此，样本有限的非平衡的面板数据，在做回归分析时， 会有损回归结果的精确性。除此之外，样本数据所选取的大背景，也对实证结果的 准确性起到了重要影响。因数据被限定在2005-2008三年，而这四年的经济形势大 背景却有着相对不稳定的因素。以2008年为例，全球经济因受美国次贷危机影响， 而出现大幅衰退，而商业银行作为金融系统的基础，更不可避免地受到这次强大的 金融海啸影响，这种非常时期商业银行的年度报表数据显示出更大的波动，不能反 映出正常运营情况。在未来的研究发展中，随着数据样本的增多和稳定，相信该研 究能呈现出更显著的实证结果。 （2）中国商业银行的特殊性。因我国商业银行的性质不同，各类商业银行的股 权结构存在着较大差别。以全国性商业银行为例，中、工、建三大行就属于国有商 业银行性质，其控股股东为国家，政府在银行治理中发挥了不可复制的作用，而招 商银行等则属于非国有性质，非国有法人作为第一大股东的治理行为绝对不同与政 府等行政机构。另外某些地方性商业银行是地方政府出资享有着绝对控股权，政府 作为关心国计民生的行政机构，在这类商业银行的治理中，除了追求经济收益，更 为重要的则是追求政治利益和地方经济的发展、社会的稳定。因此，不同性质的控 股股东在实现其对商业银行的治理过程中， 会因其不同的利益导而作出不同的举动。 这也使得股权制衡度与经营绩效中的实证关系因商业银行的性质而变得复杂起来。 （3）变量选择的精确性。在国内外诸多实证研究中，关于绩效的衡量指标不尽 相同。国外多以反映市场价值方面的指标，如托宾q值作为绩效的衡量指标，而由 于中国经济的特点不同于国外，国内专家学者往往更关注于财务指标，如经营净利 率，净资产收益率等，更有一些学者，采用主成分分析法，将诸多指标综合起来以 衡量企业绩效。受篇幅所限，本文采用主流方法，以净资产收益率（roe）作为衡 量绩效指标。并从数据的可获取性方面考虑，寻找相关指标来作为计量模型的控制 变量，这也使得变量选择是否完全符合科学性和合理性的问题上，出现一定偏差。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 33 因此，如要得到最为精确的实证结果，则须在日后的研究中，不断改进和优化计量 模型。 受到以上三点研究背景的限制，实证结果中仍有不尽如人意的地方，比如 2 r和 调整后的 2 r过小，限制了解释变量对被解释变量的解释能力，f检验中的显著性水 平还有待提高等。在后续的研究中，随着数据样本的增多，相信实证结果对理论模 型的检验程度会更具说服力。 4.4 结论和政策建议结论和政策建议 通过实证分析，我们可得出如下基本结论： 第一，我国商业银行的股权制衡度对绩效产生了明显的影响，两者之间呈现出 显著的倒u型的曲线相关关系，即在一定范围内，商业银行绩效随股权制衡度的增 大而不断提高，到达一定程度后，则随股权制衡度的增大反而呈现出降低趋势。这 很好地说明合理的股权结构对于银行治理的重要性，与第四章的理论模型分析结果 相吻合。 第二，国有商业银行和非国有商业银行有着不同的特点，因此对于股权制衡度 有不同的需求。国有商业银行需要存在至少一个大股东能够有效牵制国有股东，从 而减少国有股东过多地追求政治目标而导致银行绩效降低；而非国有商业银行则需 要存在国有性质的大股东，这样能更好地保证其他股东以及存款人的利益，稳定金 融体系和秩序。 因此我们就实证结果为商业银行股权制衡方面的改善提出以下主要政策建议： 第一， 适度减小国有商业银行治理主体的特殊干预行为。 从整体的回归结果上， 我们看出股权制衡度与银行绩效之间存在显著的倒u型关系。 将股权制衡度控制在 合理的范围内，才能使得银行绩效最大化，从而有效保障全体股东利益。从统计数 据来看，国有商业银行股权制衡度均较非国有商业银行更低，其反映绩效的财务指 标也均低于非国有商业银行。因此我们可以知道，在国有商业银行中，控股股东 政府作为经济主体受到其他利益主体牵制时，其行政性命令和其他非经济手段使 用得越少，则对于商业银行治理绩效的提高更有促进作用。因此，我们建议国有商 业银行的国家控股行为应能得到有效牵制， 使其能正常商业化运营， 而国有股的 “虚 位”不应由党及政府等行政实体代表，否则将会扭曲其作为商业银行的所应当具备 的职责和能力。 华华 中中 科科 技技 大大 学学 硕硕 士士 学学 位位 论论 文文 34 第二，保持合理的股权制衡度有助于股权结构的优化及银行业绩的提高。从非 国有商业银行