1、西部金融 2023年第1期股权结构、风险偏好及中小银行经营绩效研究基于24家上市中小银行的分析课题组摘要：近年来，中小银行在快速发展的同时一些潜在风险也逐步暴露，实践中公司治理尤其是股权结构是影响中小银行稳健经营的一个重要因素，股权结构不合理、委托代理关系不清晰等问题都会加大银行全面风险管理的难度，因此本文以上市中小银行为研究对象，选取2013-2021年数据，多角度分析上市中小银行股权结构、经营情况变化趋势，研究股权结构和经营绩效的关系，以及银行的风险偏好作为中间变量所发挥的作用。实证发现：第一大股东的控股能力越强，银行的经营绩效越低；独立董事对上市中小银行经营绩效有着显著的提升作用。基于分
2、析结果，本文从优化股权结构、加强全面风险管理、有效提升盈利水平等方面提出推动中小银行高质量发展的对策建议。关键词：股权结构；风险偏好；经营绩效；中介效应中图分类号：F832.3文献标识码：A文章编号：1674-0017-2023（1）-0041-08一、引言近年来，中小银行在快速发展的同时一些风险和问题也逐步暴露，从包商银行、锦州银行等风险产生根源看，公司治理结构不完善，如股权结构不合理、委托代理关系不清晰带来的利益冲突、关联交易频发仍是银行（尤其是中小银行）面临的主要问题，也直接影响到商业银行的经营行为和风险偏好，股权关系不清、股东行为失范等因素也加大了银行风险管理的难度。因此，鉴于数据的可
3、获得性和公司治理对中小银行的影响更为显著，本文主要以在沪深主板上市的24家中小银行为样本，研究股权结构和中小银行经营绩效的关系，并探索银行风险偏好在两者关系中所起的作用。二、理论研究与文献综述（一）理论研究1.现代产权理论经济学家科斯提出了现代产权理论，指出市场机制在运行中存在摩擦的主要原因是产权结构的缺陷，解决方法就是界定产权。对于商业银行而言，确定合理的股权结构能够有效降低银行的管理成本和经营风险，明晰的产权责任能够充分调动各相关主体的积极性，提高经营效率。2.委托代理理论上世纪30年代，美国经济学家Berle和Means提出企业所有者让渡经营权给专业经理人，可以提高企业经营效率。两权分离
4、奠定了现代企业制度的基础，但随之产生了委托代理问题，即所有者和经营者追求的目标不同，经营者更多关注自身利益而非公司利益的最大化。如果没有合理的机制设计缓解矛盾，最终会损害公司全体所有者的利益。收稿日期：2022-12作者简介：孟乐元（1995.08-），男，陕西汉中人，硕士，现供职于中国人民银行西安分行。高孝廉（1990.08-），男，陕西延安人，硕士，经济师，现供职于中国人民银行西安分行。张檬予（1995.01-），女，陕西榆林人，硕士，会计师，现供职于中国人民银行西安分行。刘振强（1992.06-），男，陕西西安人，硕士，现供职于中国人民银行西安分行。注：本文为作者观点，文责自负。金融改革
5、41DOI:10.16395/ki.61-1462/f.2023.01.003西部金融 2023年第1期3.信息不对称与道德风险道德风险建立在交易双方信息不对称的基础上，一方有动机利用其信息优势承担较高的风险，因为高风险行为带来的成本由交易双方共担，这会损害另一方的利益；道德风险加剧了委托代理问题。银行股权越集中，大股东和中小股东的信息差就越明显。大股东和中小股东虽然有着提升银行经营绩效的共同目标，但大股东为谋求更多自身利益，大股东越位的现象时有发生，从而使银行整体经营风险上升。总体来看，委托代理问题和道德风险主要表现两个方面：一是经理人为自身利益可能会从事损害公司整体利益的行为，特别是当股权
6、结构较分散时，股东可能缺乏足够能力和动机去监督经理人；二是股权过于集中时，大股东可利用所有权获取银行控制权，损害中小股东的利益，同时中小股东持股比例较低且很分散，对大股东行为缺乏约束力。（二）文献综述1.股权集中度与经营绩效总体来看股权集中度的提高与银行经营绩效呈负相关。谭兴民（2009）通过研究2007-2009年我国11家大型银行发现，对于股权高度集中的中国大型银行而言，第一大股东持股比例对银行绩效有显著的负向影响。祝继高等（2012）对2004-2009年城商行相关数据进行研究发现，城商行的大股东存在明显的掏空动机，第一大股东的控股能力越高，不良率越高，经营绩效越差。2.大股东性质与经营
7、绩效一般认为国有银行表现相对较差。Iannotta（2007）、Berger（2008）均发现国有银行与私有制银行相比经营业绩更差。一是因为承担处理市场失灵、促进经济发展的社会责任（Stiglitz,1993），二是因为执行出于政治原因而非经济利益的贷款政策（Micco,2007;Iannotta,2013)。Carlo等（2018）研究欧洲15个国家的数百家银行后发现，国有银行由于更注重社会效益，从而挤压了银行盈利能力。3.股权结构对风险偏好的影响目前的研究基本认为股权过于集中会带来更高的风险偏好，使银行面临更高的风险。王涛（2012）认为，由于股东相较债权人拥有更多的信息，加之股东仅承担有
8、限责任，所以股东有承担风险的内在动力。安吉娃和李玉环（2015）研究认为，上市银行股权集中程度越高，银行的信用风险越大。蔡盛贤（2018）研究提出前十大股东持股比例之和与银行风险偏好正相关，第一大股东的政府性质会提升银行风险偏好，且股权制衡机制不能显著降低银行的风险偏好。基于文献综述和理论分析，本文提出假设如下：H1：股权集中度与经营绩效负相关，股权制衡度与经营绩效正相关。H2：实际控制人（或第一大股东）国有会降低经营绩效。H3：风险偏好充当股权结构对经营绩效影响的中介。三、研究设计与描述性统计（一）研究设计1.样本选择本文选择24家上市中小银行1（包括16家城商行和8家农商行）2013-20
9、21年数据，数据来源为各银行年报、审计报告和Wind数据库。2.变量选择本文基于研究内容和前人研究成果，选取如下指标（见表1）。表1指标选取类型被解释变量解释变量变量名经营绩效股权集中度变量符号YX1计算方法构造综合经营绩效指标第一大股东持股比例1 24家银行为：郑州银行、成都银行、宁波银行、厦门银行、西安银行、长沙银行、齐鲁银行、杭州银行、上海银行、南京银行、北京银行、贵阳银行、兰州银行、青岛农商行、青岛银行、苏州农银行、苏州银行、紫金农商行、无锡农商行、重庆农商行、上海农商行、张家港农商行、江苏银行、江阴农商行。金融改革42西部金融 2023年第1期中介变量控制变量股权制衡度股权属性虚拟变
10、量风险偏好资产规模独立董事比率X2X3MZ1Z2第2-5大股东持股比例之和/第一大股东持股比例实际控制人或第一大股东：国有=0，其他=1风险加权资产/总资产总资产取对数独立董事人数/董事会人数由于中小银行上市时间总体较晚，超过一半的样本银行上市时间晚于2018年，信息披露不够全面（特别是18年以前的信息），因此本文在构造股权集中度和制衡度相关指标时，为保证数据统计口径和指标计算方法的一致性，未考虑一致行动人的情况。此外，除西安银行（2019年后）、成都银行（2021年后）等极少数银行因存在多个国有股东作为一致行动人进而导致原第一大股东降为第二大，绝大多数银行考虑一致行动人后的第一大股东与不考虑
11、一致行动人时基本不会发生变化，原有股权结构也未发生根本性改变，对股权集中度和制衡度数据总体影响不大。关于控制变量，基于现有文献，将独立董事作为重要影响因素纳入控制变量。为使经营绩效在不同规模的银行之间具有可比性，同时控制银行资产规模。此外，由于GDP增速、M2等指标不符合时间序列数据的平稳性要求，纳入模型会导致伪回归现象，所以本文未使用这一类控制变量。对综合绩效的构建，基于CAMELS评价体系和财政部印发的 金融企业绩效评价办法，从以下4方面选取指标，通过熵权法构建综合绩效（见表2）。表2综合绩效指标选择类别资本充足资产质量盈利能力流动性指标资本充足率潜在不良率（不良贷款率+关注类贷款占比）人
12、均净利润流动性资产/流动性负债（二）描述性统计与现状分析1.股权集中情况与经营绩效总体呈反向变动。2013-2021年样本银行第一大股东控股能力持续下降。从第一大股东持股比例来看，样本银行2013-2021年平均仅为13.44%，9年下降了2.47个百分点，而股权制衡度除2021年外总体上升，2021年末为2.11，较2013年提升0.05。综合经营绩效除2013年降幅较大外，基本保持上升趋势，从0.0038上升到0.0061，总体与股权集中度呈反向变动（见图1）。图12013-2021年股权集中与经营绩效2.股权性质多样、结构分散，独立董事比率显著提高。2021年末，样本银行第一大股东虽然仍
13、以国有为主，但有7家银行第一大股东非国有，其中4家第一大股东为外资。同时，大多数上市中小银行无实际控制人或控股股东，这一点和国有大型银行及股份制银行差别很大，也侧面印证了上市中小银行股权较为分散的特点。此外，独立董事比率提升较明显，2021年末为37.5%，较2013年末提高了5.6个百分点。3.盈利能力趋稳，资产质量明显提高。随着资产负债规模不断扩张，样本银行盈利能力先下降后平稳，金融改革43西部金融 2023年第1期2017年后总资产净利率基本保持在0.8%上下。潜在不良率先增后减，2015年达到峰值5.47%后不断下降，2021年末为2.95%，同期上市银行整体潜在不良率为3.03%，样
14、本银行资产质量优于上市银行平均水平。分项看，潜在不良率的差距主要来自关注类贷款占比（见图2）。图22013-2021年不良贷款率和关注类贷款占比四、实证检验（一）综合经营绩效的计算本文使用熵权法构建综合经营绩效。某指标值在不同个体间存在差异，差异越大，该指标的信息熵越小。因此，可以利用各指标信息熵来计算该指标对综合得分的贡献。熵权法有多种算法，不同算法之间无本质差别，本文仅介绍其中一种方法。1.指标无量纲化处理由于综合得分一般是越高越好，所以需要将各类指标统一处理为正向指标，而后进行无量纲化处理。假设有m个个体、n个指标，令处理后的指标为。正向指标处理：Mij=xij-minXjmaxXj-m
15、inXj负向指标处理：Mij=maxXj-xijmaxXj-minXj适度指标处理：取最合适值p，小于或大于p时分别按正向或负向指标处理。2.计算信息熵首先计算在各指标中所占的比重：pij=MijiMij根据信息熵计算公式，指标j的熵值为：ej=-11n mi=1mpij1npij3.计算差异系数和对应权重数据差异越大，熵值越小，差异系数越大。某指标的差异系数为：gj=1-ej其在各指标差异系数中的权重为：wj=gjjgj4.得到综合得分FFi=jwjpij金融改革44西部金融 2023年第1期（二）检验方法与模型设定本文使用Stata进行面板数据分析。关于检验风险偏好是否充当中介变量，本文采
16、用温忠麟等学者使用的结构方程模型分析法（见图3）。图3中介变量示意图该方法主要思路是在引入待检验的中介变量M之前与之后，分别考察模型的显著性。首先，需保证自变量X和因变量Y本身相关，这是研究中介效应的前提（c显著）。其次，如果M可以在X和Y之间充当中介，那么X的变化必定可以通过M影响到Y，则对a和b的显著性提出要求，具体流程见图4。图4中介效应检验流程基于检验的三个步骤，本文模型设定如下：Y=0+iXi+atZt+i(1)M=0+iXi+tZt+i(2)Y=0+iXi+tZt+M+i(3)（三）检验过程及结果1.平稳性检验与多重共线性检验对各变量做平稳性检验和多重共线性检验，结果见表3、表4。表3平稳性检验结果变量YX1X2X3MZ1Z2Statistic-10.05-7.94-18.11-30.56-5.38-10.79-13.90p-value0.000.000.000.000.000.000.00金融改革45西部金融 2023年第1期经检验，各变量均无单位根，满足平稳性要求。表4多重共线性检验结果Variables(1)y(2)x1(3)x2(4)x3(5)m(6)z1(7)z2
